環境戰略升級能否提升企業綠色全要素生產率？

摘 要：

環境戰略升級（從被動的反應型向主動的前攝型轉變）有助于企業綠色全要素生產率增長；數字化轉型在驅動企業環境戰略升級的同時，還能通過降本增效賦能企業環境戰略升級。采用滬深A股制造業上市公司2013—2022年的數據，通過Heckman兩階段模型分析發現：環境戰略升級企業比環境戰略未升級企業具有更高的綠色全要素生產率，表明環境戰略升級能夠促進企業綠色全要素生產率提升；數字化轉型水平提高對企業環境戰略升級具有顯著的正向影響，數字化轉型水平較高企業環境戰略升級具有更強的綠色全要素生產率提升效應，表明數字化轉型可以驅動和賦能企業環境戰略升級；綠色金融創新發展會弱化數字化轉型對企業環境戰略升級的驅動作用、增強環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用，而“重污染”的生產屬性會限制企業環境戰略升級的綠色全要素生產率提升效應發揮。因此，應以數字化轉型加快企業環境戰略升級，以綠色金融服務體系建設充分發揮企業環境戰略升級的綠色全要素生產率提升效應，并重點助推重污染企業的綠色轉型。

關鍵詞：

數字化轉型；環境戰略；戰略轉型；綠色全要素生產率；綠色創新；污染防治

中圖分類號：F270.7；F205 "文獻標志碼：A "文章編號：1674-8131（）0-0065-19

引用格式：

劉素榮，徐文昊，霍江林.環境戰略升級能否提升企業綠色全要素生產率？——基于數字化轉型的驅動與賦能［J］.西部論壇，2025，35（1）：65-83.

LIU Su-rong， XU Wen-hao， HUO Jiang-lin. Can upgrading environmental strategies enhance enterprises’ green total factor productivity： Based on the drive and empowerment of digital transformation［J］. West Forum， 2025， 35（1）： 65-83.

一、引言

在資源環境的剛性約束下，實現可持續發展需要轉變發展方式。為緩解經濟增長與生態環境保護之間的矛盾，企業需要進行綠色轉型；同時，作為市場經濟的微觀主體，企業還需要實現產出和效益的增長，因而綠色全要素生產率的提升成為企業綠色轉型的重要標志（何凌云 等，2022）［1］。為持續提升綠色全要素生產率，企業需要將環保理念融入生產經營活動中，推動環境管理模式由被動低效的“污染治理”向主動可持續的“價值創造”轉變，這在戰略管理層面對企業的環境戰略規劃提出了新的要求。因此，促進企業實施更為積極主動的環境戰略，持續提升綠色全要素生產率，實現企業經濟效益與生態效益的共贏，是進一步推動經濟高質量發展、加快實現“雙碳”目標的有效路徑之一。

作為企業圍繞環境問題而形成的戰略規劃，環境戰略直接關系到企業的生產行為決策，與企業競爭優勢的塑造密切相關（田虹 等，2020）［2］。基于觸發機制和價值特征的差異，企業環境戰略可劃分為反應型和前攝型兩類（Buysse et al.，2003）［3］。前者是以降低違規成本為目標，以末端污染治理為主要手段的被動型環境戰略，而后者是通過積極發展綠色技術來減輕環境負擔、獲得合法性的主動型環境戰略（Ebru et al.，2019）［4］。隨著環境政策愈加密集和嚴苛，實施反應型環境戰略容易使企業為污染治理而“疲于奔命”，嚴重影響到企業的生產經營活動，使得越來越多的管理者認識到前攝型環境戰略的優勢和價值，并嘗試從反應型環境戰略向前攝型環境戰略轉變。實施前攝型環境戰略可以通過市場差異化、節約生產成本、減少潛在責任、整合利益相關者資源等路徑幫助企業塑造可持續競爭優勢（Yadav et al.，2017；Peng et al.，2018；Alsayegh et al.，2020）［5-7］，有助于企業經濟效益的提高，并使企業能夠有效應對環境問題，具有更高的環境績效（Fernando et al.，2019）［8］；但企業在減排降污方面的長期投入也可能超過由此獲得的經濟收益，造成經濟效益的降低（Sidhoum et al.，2018）［9］。

由反應型向前攝型轉變，可視為企業環境戰略的升級，但這種升級勢必會對企業的資源基礎和能力水平提出更高要求，管理者需要根據自身條件與戰略目標進行決策。實施前攝型環境戰略意味著企業需要承擔較高的戰略成本和風險，在資源有限的條件下，實施前攝型環境戰略可能因投資結構失衡而造成效率損失，對企業績效產生負面影響（Dangelico et al.，2015）［10］。因此，企業管理者在進行環境戰略選擇時，往往會對投入高、周期長及風險大的前攝型環境戰略持相對謹慎的態度。而隨著數字技術和數字經濟的發展，數字化轉型使企業在資源調配、環境響應等方面發生深刻變革，弱化了環境戰略升級對企業發展的負面影響，從而能夠驅動企業更加積極主動地進行環境戰略升級，并增強環境戰略升級對綠色全要素生產率的積極作用。

作為一種對企業生產經營體系進行系統性革新的過程，數字化轉型在塑造企業動態能力、促進組織模式變革等方面發揮著重要的作用（蔣煦涵 等，2023；俞立平 等，2024）［11-12］。數字化轉型對企業的綠色發展本身具有積極影響。一方面，數字化轉型能夠通過緩解融資約束、弱化代理沖突、優化人力資本、加強外部監督、拓寬創新資源渠道等路徑激發企業的綠色創新活力（靳毓 等，2022；郭豐 等，2023）［14-15］；另一方面，數字化轉型能夠通過提升產能利用效率、改善管理層短視行為、促進能源消費結構轉型、優化污染治理模式等渠道有效降低企業的污染排放強度（于連超 等，2023；楊來科 等，2023）［16-17］。與此同時，數字技術具有高效滲透性和廣泛賦能性，數字化轉型勢必還會對企業的環境戰略決策產生影響。根據核心能力理論，資源和能力相對于戰略目標的滯后性是掣肘企業進行環境戰略升級的重要因素（王旭 等，2022）［13］，而數字化轉型所引發的技術范式和商業模式轉變可以在很大程度上緩解這一矛盾，從而有利于企業做出環境戰略升級決策。

總體上看，一方面，雖然現有文獻關注到實施環境戰略以及不同類型環境戰略對企業綠色發展和綠色轉型的影響，但尚未探究企業環境戰略轉型對其綠色全要素生產率的影響；另一方面，盡管企業數字化轉型在環境治理和綠色發展方面的積極作用已得到眾多研究的證實，但鮮有文獻考察數字化轉型對企業環境戰略的影響。有鑒于此，本文在現有研究的基礎上，將企業數字化轉型、環境戰略升級、綠色全要素生產率提升三者納入統一的分析框架，剖析數字經濟時代企業環境戰略升級對其綠色全要素生產率的影響以及數字化轉型對企業環境戰略升級的驅動和賦能作用，并采用2013—2022年滬深A股制造業上市公司的數據，運用Heckman兩階段模型進行實證檢驗。

相比已有文獻，本文的邊際貢獻主要在于：一是在研究內容上，從戰略升級角度拓展了企業環境戰略的綠色發展效應研究，從數字化轉型和戰略轉型角度深化了企業環境戰略的影響因素研究，并為企業環境戰略升級的綠色全要素生產率提升效應和數字化轉型通過降本增效賦能企業環境戰略升級提供了經驗證據，有助于深入認識數字經濟下企業環境戰略升級的重要意義及其價值提升渠道；二是在研究方法上，基于兩種戰略實施的相對水平對企業是否進行環境戰略升級進行了有效識別，并使用Heckman兩階段模型緩解環境戰略升級這一自選擇行為的內生性問題，為相關研究提供了方法借鑒。此外，進一步從外部金融環境和行業污染特征兩個方面分析了數字化轉型驅動企業環境戰略升級和環境戰略升級提升企業綠色全要素生產率的異質性，為企業通過數字化轉型加快環境戰略升級和增強環境戰略升級的積極功效提供了借鑒和啟示。

二、理論分析和研究假設

前攝型與反應型環境戰略是企業普遍采取的兩類環境戰略，二者在管理理念、執行框架和價值特征等方面具有明顯差異（Sharma et al.，1998）［18］。反應型環境戰略是以滿足政策合規性、降低企業經營風險為目標，以末端污染治理為主要手段的被動型戰略，其將環境管理視作企業為應對環境規制而做出的臨時性行為（Aragon-correa et al.，2003）［19］。而前攝型環境戰略則不再局限于環境規制要求，是通過開展生產技術革新和綠色產品研發等綠色創新活動來獲取可持續競爭優勢的主動型戰略，有助于企業實現經濟效益和環境效益的統一（Yu et al.，2017）［20］。但相對而言，后者投入周期較長，戰略成本與風險較高（Juo et al.，2022）［21］。

傳統的經濟發展模式因忽視環境保護而導致環境污染日益嚴重，甚至威脅到人類的生存和持續發展，并由此產生企業發展必須進行綠色轉型的要求，進而迫使企業實施環境戰略。但企業發展方式的綠色轉型需要投入巨大的資源，會對企業的短期效益帶來不利影響，因而在綠色轉型初期，企業通常會選擇采取反應型環境戰略來進行應對。然而，面對愈加嚴苛的環保政策和日益擴大的綠色產品市場，被動響應式的環境管理策略越發偏離企業可持續發展的價值訴求，為降低環境外部性，企業需要向具有先發優勢的前攝型環境戰略轉變。根據戰略管理理論，戰略轉型是企業根據外部環境與內部組織的相互作用，對戰略內容、決策程序等多個維度以及組織、經營、職能等多個層面進行系統性變革的過程（李小玉 等，2015）［22］，戰略升級則是戰略轉型的高階形式，強調由較低層次戰略向較高層次戰略的躍遷（曲廷琛 等，2023）［23］。基于此，本文將企業環境戰略由反應型向前攝型轉變的過程定義為環境戰略升級。

1.環境戰略升級與企業綠色全要素生產率

企業綠色全要素生產率考慮經濟增長的負外部效應，將環境損耗納入全要素生產率的核算框架，綜合反映了企業的綠色發展能力。資源基礎觀認為，競爭者無法復制模仿的稀缺性資源是企業競爭優勢的主要來源（Peteraf et al.，1993）［24］。根據利益相關者理論，企業主動降低生產經營活動對生態環境的負面影響，有利于提升企業社會責任表現，進而塑造企業的綠色形象，這將對企業與核心利益相關者之間關系的構建與維護起到積極作用，使企業獲得更多的戰略資源。一方面，積極的綠色形象能夠增加政府及監管部門對企業的信任度，在降低違約風險的同時有利于企業獲得政策資源傾斜；另一方面，企業的綠色產品能夠借助口碑效應對外輸出積極的發展理念及品牌形象，增強企業產品的市場競爭力，形成產品溢價和品牌溢出效應，進而提高企業的經濟效益（萬驍樂 等，2022）［25］。因此，長期來看，企業實施環境戰略有助于其綠色全要素生產率的提升。

值得注意的是，不同類型的環境戰略對企業綠色全要素生產率的影響存在顯著差異。反應型環境戰略關注污染排放是否滿足政策要求，主要采取依賴于外部供應的末端污染治理技術，雖能在短期降低違規成本、提升環境績效，但在長期經營中，企業容易深陷“治理達標—再治理”的決策循環中，且大量超預期的污染治理投入將擠出企業的價值性投資，損害企業經營的穩定性（王旭 等，2022）［26］。前攝型環境戰略則著眼于預防污染產生，基于知識資本、組織學習及跨組織協調等維度主動進行綠色技術和綠色管理創新，而這將從效益提升和成本節約兩個層面幫助企業提升綠色全要素生產率。一方面，綠色創新迎合了消費者日益增強的綠色偏好，能夠拓寬企業的市場空間，并創造超額利潤（萬驍樂 等，2022）［26］；另一方面，生產技術和流程的綠色化改造對降低能源消耗和生產成本具有積極作用，有利于企業提升資源利用效率（解學梅 等，2021）［27］。并且，在前攝型環境戰略實施過程中所形成的環境管理能力、綠色智力資本等異質性資源，有助于企業形成和強化可持續競爭優勢，實現多維度績效的長期增長（杜可 等，2023）［28］。可見，相較于反應型環境戰略，前攝型環境戰略具有先發性和主動性，強調經濟效益與生態效益的統一，更契合綠色發展的價值導向，更有利于企業增強組織合法性、拓展資源獲取邊界（Ebru et al.，2019）［4］。因此，環境戰略升級有助于企業綠色全要素生產率的提升。

2.數字化轉型、環境戰略升級與綠色全要素生產率

環境戰略關系到企業的長遠發展，企業的環境戰略升級決策需要進行預期收益與成本的比較，若成本高于收益，企業會放棄做出戰略改變。從收益的角度看，環境戰略升級能夠促進企業的綠色全要素生產率提升；但從成本的角度看，進行環境戰略升級也面臨著一系列成本和風險，這些因素可能造成企業環境戰略難以升級成功或升級效果不佳。比如：第一，環境戰略升級需要構建高效的綠色創新體系，而

這一過程不僅受到企業創新資源基礎的約束，而且其帶來的龐大資源投入可能會侵占企業現有資源空間，對其他生產性投資產生擠出效應；同時，綠色創新活動具有高風險性、高不確定性，還可能引發創新活動的結構性失調，破壞企業現有競爭優勢的可持續性（劉金科 等，2022）［29］。第二，制度化的組織慣例

是企業保持經營活動穩定的關鍵，長期發展積累的知識存量形成了企業發展的路徑依賴，而前攝型環境戰略的運作方式與企業現有的組織管理結構不協調，會扭曲企業的資源管理行為，使企業面臨非連續性變革環境，并負擔高額的戰略轉型成本（田虹 等，2020；易加斌 等，2021）［1］［30］；第三，環境戰略升級帶來的高度不確定性可能誘發企業采取激進的轉型策略，在短期內強行改變組織狀態，導致原有資源能力體系被破壞而又未形成有效的新體系，組織體系的脫節會使企業陷入風險失控、轉型失敗的困境（林海芬 等，2023）［31］。

因此，盡管從理論上講，環境戰略升級能夠提升企業的綠色全要素生產率，但由于環境戰略升級需要成本，且存在風險，在現實中，企業進行環境戰略升級面臨諸多約束，升級效果也具有不確定性。而數字技術的發展和數字化轉型會引發企業資源體系和決策邏輯的系統性變革。一方面，數字化環境的無邊界性、不確定性等增強了實施前攝型環境管理戰略的必要性及其優勢，從而提高了企業進行環境戰略升級的意愿；另一方面，數字化轉型的持續深化有助于化解企業在環境戰略升級過程中所面臨的一系列障礙性因素，同時也使企業環境戰略升級對綠色全要素生產率的提升效應得到加強。換而言之，數字化轉型可以通過促使企業做出升級決策來驅動企業的環境戰略升級，并能夠通過降本增效來對企業環境戰略升級進行賦能，從而強化環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用。

（1）企業數字化轉型對環境戰略升級的驅動作用。數字化轉型對企業環境戰略升級具有直接的驅動作用。一是數字技術廣泛應用所引發的市場環境體系和競爭邊界變革重塑了企業的戰略決策邏輯，促使企業實施更為主動的環境戰略。一方面數字經濟體系下的技術發展以及產業邊界的模糊化和去管制化使市場環境不確定性進一步加劇（劉淑春 等，2021）［32］，另一方面數字化轉型強化了外部不確定性和環境變動對企業正常經營活動的影響，加上環境政策日益密集嚴苛，企業為保持經營穩定性和競爭優勢的可持續性，必須構建更為柔性化、敏捷化的環境管理體系（武常岐 等，2022）［33］。與此相適應，企業會更多地實施具有先發性和適應性的前攝型環境戰略，以增強有效應對外部環境隨機性和復雜性的動態能力。二是數字化轉型強化了利益相關者對企業生產經營活動的監管和問責機制，迫使企業通過環境戰略升級來更好地履行環境責任。數字技術的應用推動了企業管理流程和運營結果的公開化、透明化，提升了利益相關者的監督能力和效率，同時，高效的信息共享機制還便于利益相關者參與企業的公司治理，進而促使企業采取更為積極主動的環境戰略，并對企業的環保行為產生正向激勵作用（陳德球 等，2022）［34］。此外，對企業管理者行為約束機制的強化還能夠減少因委托代理問題造成的效率損失，并弱化代理成本對企業綠色轉型的抑制作用。

（2）企業數字化轉型對環境戰略升級的降本作用。數字化轉型可以降低企業環境戰略升級的轉型成本。一是數字技術的有效應用改變了企業的資源獲取方式，緩解了企業戰略升級的資源不足問題。數字技術的可拓展性及關聯性特征有助于企業有效識別自身資源需求，提升企業與其他企業及利益相關者的信息傳遞效率，從而突破資源利用的空間限制，在短期內以低成本獲取更多有價值的轉型資源（王旭 等，2022）［26］。在數字化轉型過程中，信息捕捉及智能分析能力的不斷提升有助于企業挖掘未被利用的內部冗余資源，將之與外部資源進行整合重組，轉化為異質性資源并應用于綠色創新活動中，從而助推企業環境戰略升級。二是數字化轉型能夠在一定程度上緩解前攝型環境管理體系與原生組織管理結構失調的問題。組織靈活性的欠缺是企業難以及時針對戰略變化進行適應性調整的重要原因，而數字化轉型有利于企業形成高效的學習機制，提升組織適應能力，推動組織管理模式的柔性化（俞立平 等，2024）［12］。同時，數字技術在管理體系中的應用能夠增強企業內部控制的敏銳度，有利于企業及時識別和有效應對環境戰略升級過程中的內外部風險（張欽成 等，2022）［35］。

（3）企業數字化轉型對環境戰略升級的增效作用。數字化轉型可以增強環境戰略升級帶來的企業價值提升。一是數字化轉型引發的技術范式轉變賦予企業更強的信息獲取和數據分析能力，有利于企業綠色創新流程和模式的優化，從而更充分地發揮環境戰略升級的收益增加效應。數字化轉型強化了企業對市場需求、創新機會的識別能力以及對創新轉變的適應能力，有助于企業把握綠色創新方向，提升綠色創新效率和績效（郭豐 等，2023） ［15］；同時，數字技術在業務層面的深度應用有利于企業有效對接消費市場，從而拓寬市場邊界，實現更廣范圍的價值創造。二是數字化轉型重塑了企業異質性資源構建方式及資源保護機制，能夠提高環境戰略升級發揮其積極功效的可持續性。數字能力與資源基礎的深度嵌套以及資源網絡的復雜化促使企業的資源整合日益多元化和個性化，同時也增強了外部模仿的阻力和難度，由此形成的模仿防御機制能夠有效提升環境戰略升級發揮企業價值提升效應的可持續性（李琦 等，2021）［36］。

基于上述分析，提出以下假說：數字化轉型可以驅動企業環境戰略升級，表現為企業數字化轉型水平提高對環境戰略升級具有顯著正向影響（H1）；環境戰略升級能夠提升企業綠色全要素生產率，表現為環境戰略升級的企業比環境戰略未升級的企業具有更高的綠色全要素生產率（H2）；數字化轉型可以通過降本增效賦能企業環境戰略升級，表現為數字化轉型水平較高企業環境戰略升級對綠色全要素生產率的提升作用較強（H3）。

三、實證檢驗設計

1.模型設定

由于企業是否進行環境戰略升級是基于成本收益分析的自選擇行為，因而可能存在同時影響企業環境戰略決策和綠色全要素生產率的不可觀測因素。為考察企業的環境戰略升級對其綠色全要素生產率的影響以及數字化轉型在其中所起到的重要作用，并避免由環境戰略升級決策（自選擇行為）帶來的內生性問題對模型估計結果的干擾，本文借鑒趙宸宇和李雪松（2017）［37］、李雪松等（2022）［38］的研究，采用Heckman兩階段模型來進行實證分析。首先，構建計量模型如式（1）和式（2）所示：

Gepi=γZi+μi，Gepi=1（Gepigt;0）（1）

Gtfpi=αGepi+βXi+εi（2）

式（1）為企業環境戰略升級的決策方程。其中，Gepi表示i企業環境戰略升級的凈收益，企業根據預期凈收益做出戰略決策；Gep為企業環境戰略升級的虛擬變量（“環境戰略升級”），Gepi=1表示i企業進行了環境戰略升級，Gepi=0表示i企業尚未進行環境戰略升級；μi為隨機擾動項；Zi為可觀測變量集，除關鍵變量“數字化轉型”外，還包括一系列控制變量以及排他性約束變量。Gepi與Gep高度相關，但與企業綠色全要素生產率無直接關聯。

式（2）為企業綠色全要素生產率的結果方程。其中，被解釋變量Gtfpi（“綠色全要素生產率”）為i企業的綠色全要素生產率，核心解釋變量Gepi同上，Xi表示一系列控制變量，εi表示隨機擾動項。企業不同的戰略選擇會產生不同的結果，對于總體樣本而言，兩種戰略選擇（Gepi=1和Gepi=0）下的預期綠色全要素生產率分別如式（3）和式（4）所示：

Gtfp1i=β1X1i+ε1i， Gep=1（3）

Gtfp0i=β0X0i+ε0i， Gep=0（4）

由于隨機誤差項的條件期望不為0，使用OLS模型進行估計存在樣本選擇偏差問題，無法得到一致的估計結果。若記σ2μ=var（μ），σ1μ=cov（ε1，μ），σ0μ=cov（ε0，μ），將 σ2μ標準化為1，ε1、ε0的條件期望分別如式（5）和式（6）所示：

E（ε1i|Gepi=1）=E（ε1i|γZi+μigt;0）=σ1μφ（γZi）Φ（γZi）=σ1μλ1i（5）

E（ε0i|Gepi=0）=E（ε0i|γZi+μilt;0）=σ0μ－φ（γZi）1－Φ（γZi）=σ0μλ0i（6）

其中，φ（·）和Φ（·）分別為標準正態分布的密度函數和累積分布函數。假定隨機誤差項（ε1，ε0，μ）服從三元聯合正態分布，可構建環境戰略升級影響企業綠色全要素生產率的內生轉換回歸模型（ESR）。內生轉換回歸模型的兩階段估計思路為：首先用極大似然估計（MLE）方法對決策方程進行Probit回歸以估計出γ，并計算出λ1i、λ0i，然后得到式（7）中α的一致性估計：

Gtfpi=αGepi+βXi+ρσλi+ω1（7）

為檢驗數字化轉型能否通過降本增效賦能企業環境戰略升級，借鑒張永珅等（2021）［39］的做法，以“數字化轉型”的中位數為界限，將總樣本劃分為“高數字化轉型”和“低數字化轉型”兩組，并根據式（7）進行分組回歸。同時，分別利用式（8）和式（9）得到β1和β0的一致性估計：

Gtfp1i=β1X1i+σ1λ1i+υ1i，Gep=1（8）

Gtfp0i=β0X0i+σ0λ0i+υ0i，Gep=0（9）

在此基礎上，通過式（10）和式（11）的反事實估計，可分別得到環境戰略升級企業的綠色全要素生產率平均處理效應（ATT）和環境戰略未升級企業的綠色全要素生產率平均處理效應（ATU）：

ATT=E（Gtfp1i|Gepi=1）－E（Gtfp0i|Gepi=1）=（β1－β0）X1i+（σ1μ－σ0μ）λ1i（10）

ATU=E（Gtfp1i|Gepi=0）－E（Gtfp0i|Gepi=0）=（β1－β0）X0i+（σ1μ－σ0μ）λ0i（11）

2.變量測度

（1）“綠色全要素生產率”。借鑒史代敏等（2022）［40］、王珮等（2022）［41］的做法，運用SBM-DDF模型，結合全域Malmquist指數來計算樣本企業的綠色全要素生產率。投入指標包括資本投入（采用企業年末固定資產凈額來衡量，并使用企業所在省份固定資產投資價格指數進行平減）、勞動投入（采用企業年末在職員工人數來衡量）、能源投入（通過企業營業成本與企業所在行業總營業成本之比乘以行業能源消費總量來計算），期望產出為企業營業收入（依據企業所在省份的GDP平減指數，以2013年為基期進行平減），非期望產出包括二氧化硫排放量、化學需氧量排放量、一般固體廢物產生量（計算方法與能源投入類似）。

（2）“數字化轉型”。借鑒袁淳等（2021）［42］的研究，從云計算、互聯網、人工智能、大數據、物聯網5 個維度對樣本企業年報的“管理層討論與分析”部分進行詞頻分析。考慮到不同企業年報的“管理層討論與分析”文本長度存在差異，使用數字化總詞頻數與該部分總詞數的比值來衡量企業的數字化轉型水平，由于比值較小，進行乘以100處理。

（3）“環境戰略升級”。參考王旭等（2022）［26］的做法，通過企業實施前攝型環境戰略和反應型環境戰略的相對水平差異來判斷企業是否進行環境戰略升級。首先，分別評估企業實施前攝型環境戰略和反應型環境戰略的情況。前攝型環境戰略以塑造企業長期競爭優勢為內驅力，強調通過綠色技術革新和綠色產品創新來強化可持續發展能力。作為前攝型環境戰略的重要組成部分，綠色創新與前攝型環境戰略先發性、主動性的價值內涵相契合，因而綠色創新活動能夠反映企業前攝型環境戰略實施情況。借鑒周肖肖等（2023）［43］的方法，使用企業綠色專利申請總量的自然對數值來衡量企業的前攝型環境戰略實施水平。反應型環境戰略是企業迫于環境政策壓力，為降低經營風險而采取的被動型戰略，通常以末端污染治理為主要戰略手段。依據自愿披露理論，環境責任履行程度較高的企業傾向于披露更多環境信息以與環境績效較差的企業相區別。因此企業的環境信息披露能夠反映其反應型環境戰略實施情況。參考孔東民等（2021）［44］的方法，使用環境信息披露指數來衡量企業的反應型環境戰略實施水平【 具體而言，首先，將環境管理信息披露分為污染產出、末端污染治理兩類（11個評分項目）：污染產出包括“廢水排放量”“化學需氧量排放量”“二氧化硫排放量”“二氧化碳排放量”“煙塵和粉塵排放量”“工業固體廢物排放量”6項，末端污染治理包括“廢氣減排治理”“廢水減排治理”“粉塵、煙塵治理”“固廢利用和處置”“噪聲、光污染、輻射等治理”5項；然后，采用內容分析法對樣本企業的年報、社會責任報告和環境報告進行分析，對披露項目有定量和定性分析的記2分，僅有定性分析的記1分，未進行披露的記0分；最后，對各項目得分加總后進行對數化處理，得到各樣本企業的環境信息披露指數。】。然后，分別計算出各樣本企業前攝型環境戰略實施水平和反應型環境戰略實施水平在同年所有樣本企業中排名位次的百分比數值【 綜合排名法能夠消除量綱差異的影響，兩個指標的排名之差可定量描述個體傾向性，從而反映個體轉變的程度（肖士盛 等，2018）［45］。】，當前者大于后者時Gep =1（表示企業環境戰略已升級），否則Gep =0（表示企業環境戰略未升級）【 需要說明的是，本文實證分析中對企業環境戰略是否升級的識別是基于“相對水平”的（非絕對水平），環境戰略（已）升級企業是指相對更多地采取前攝型措施（進行綠色創新）的企業，環境戰略未升級企業是指相對更多地采取反應型措施（進行污染治理）的企業。】。值得注意的是，若兩種環境戰略實施水平的百分比位次相近，難以清晰界定企業是否進行環境戰略升級，為避免該類樣本對研究結果的影響，在綜合考慮排名百分比位次之差的數據分布和實證檢驗的有效性后，對排名百分比位次之差在－0.1～0.1范圍內的樣本進行剔除。

（4）控制變量及排他性約束變量。從企業層面選取以下控制變量：一是“資產規模”，采用總資產的自然對數值來衡量；二是“企業年齡”，采用當年年份減企業成立年份加1的自然對數值來衡量；三是“資產負債率”，采用期末負債與期末總資產之比來衡量；四是“凈資產收益率”，采用凈利潤與總資產平均余額之比來衡量；五是“投資水平”，采用購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金與期初總資產之比來衡量；六是“管理層規模”，采用董事會人數的自然對數值來衡量。此外，選取“管理者風險偏好”作為Heckman第一階段決策方程的排他性約束變量。環境戰略決策在很大程度上由企業管理層決定，風險偏好型管理者往往表現出對自身能力與企業運營的自信，注重對未來機會的把握，因而更傾向于選擇進行環境戰略升級。而管理者的風險偏好差異主要體現在企業風險承擔策略、投資項目選擇等企業決策內容上，與企業生產效率并無直接關聯。借鑒張傳奇等（2019）［46］的做法，使用企業風險資產與總資產的比值來衡量管理者風險偏好，其中風險資產包括交易性金融資產、應收賬款、可供出售金融資產、持有至到期投資以及投資性房地產。

3.樣本選擇與數據處理

選取2013—2022年滬深A股制造業上市公司作為初始研究樣本，并進行以下篩選：剔除研究期內被ST、*ST、PT處理或退市的企業，剔除核心變量缺失的樣本，僅保留連續5年不存在數據缺失情況的樣本。最終獲得1 032家制造業上市公司的9 732個觀測值，并對所有連續變量進行雙側1%的縮尾處理以避免極端值的影響。數字化轉型與反應型環境戰略的相關數據來自樣本企業的年報，前攝型環境戰略的相關數據來自中國專利全文數據庫，其他數據來自《中國環境統計年鑒》、國泰安數據庫（CSMAR）、萬得數據庫（Wind）和國家統計局等。表1為主要變量原始數據（未經縮尾和標準化處理）的描述性統計結果。

在樣本期間，樣本企業綠色全要素生產率的均值為1.025，中位數為1.003，均值大于中位數，表明呈右偏分布，整體處于較高水平；“數字化轉型”的最大值為5.615，最小值為0.000，標準差為0.869，表明不同企業的數字化轉型水平存在明顯差異。環境戰略升級的樣本數量占總體樣本的37.61%，雖在數量上不占優勢，但其“綠色全要素生產率”和“數字化轉型”的平均值均高于環境戰略未升級樣本，初步表明環境戰略升級與企業數字化轉型水平和綠色全要素生產率具有正相關性。進一步繪制樣本企業綠色全要素率均值的時序變動圖（見圖1），可以發現，全體樣本企業、環境戰略升級企業和環境戰略未升級企業的綠色全要素生產率均呈現明顯的上升趨勢，且環境戰略升級企業的綠色全要素生產率高于環境戰略未升級企業。

四、實證檢驗結果分析

1.決策方程與結果方程估計

對企業環境戰略升級決策方程進行Probit估計，回歸結果見表2的（1）列。“數字化轉型”對“環境戰略升級”的回歸系數為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明企業數字化轉型水平提高對其環境戰略升級具有顯著的正向影響，即數字化轉型水平越高的企業，越傾向于施行前攝型環境戰略。為緩解模型可能存在的內生性問題對估計結果的影響，進一步使用工具變量法進行2SLS檢驗。參考劉暢等（2023）［47］的方法，選取企業所在行業其他企業當年數字化轉型水平的均值作為“數字化轉型”的工具變量。一方面，由于同類企業具有生產管理模式趨同的特性，加上競爭壓力會引發同行業企業間的學習模仿，因而企業數字化轉型水平與同行業其他企業的數字化轉型具有正相關性；另一方面，作為企業的個體行為，數字化轉型對其他企業的環境戰略決策沒有直接影響。因此，該變量滿足工具變量的相關性和外生性條件。檢驗結果顯示，第一階段估計的F檢驗值為133.50（大于10），K-Prk LM統計量為1 448.006（通過1%的顯著性檢驗），表明工具變量有效。第二階段的回歸結果見表2的（2）列，主要變量的回歸結果與（1）列基本一致，表明在緩解模型內生性問題后，企業數字化轉型對其環境戰略升級具有顯著正向影響的結論依然成立。由此，本文提出的假說H1得證。

在不考慮選擇偏誤問題的情況下，采用OLS模型檢驗企業環境戰略升級對其綠色全要素生產率的影響，估計結果見表2的（3）列。“環境戰略升級”對“綠色全要素生產率”的回歸系數為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明企業環境戰略升級顯著提升了其綠色全要素生產率。考慮到某些因素可能會同時對企業環境戰略升級和綠色全要素生產率產生影響，且經濟效益較高的企業往往更加傾向于環境戰略升級，為了緩解由此產生的內生性問題，本文沿用自選擇模型常用的做法，將由決策方程預測出的環境戰略升級概率作為“環境戰略升級”的工具變量進行2SLS估計。DWH（Dubin-Wu-Hausman）內生性檢驗的統計量為27.833，在5%的水平上拒絕外生性原假設，表明“環境戰略升級”為內生變量；第一階段估計的F統計量為164.82（大于10），K-Prk LM統計量為173.826（通過1%的顯著性檢驗），表明工具變量有效。第二階段的回歸結果見表2的（4）列，“環境戰略升級”及其他變量的系數符號和顯著性均未發生明顯變化，表明在緩解內生性問題后，企業環境戰略升級能夠顯著提升其綠色全要素生產率的結論依然成立。由此，本文提出的假說H2得證。

2.內生轉換回歸與分組回歸

需要強調的是，結果方程還可能存在因樣本選擇偏差產生的內生性問題。環境戰略升級是企業的自選擇行為，若忽略企業在環境戰略決策選擇時所面臨的異質性環境，會導致樣本選擇偏差而無法得到一致的估計結果。對此，本文運用內生轉換回歸模型，通過樣本分離來消除樣本選擇偏差，分別對總樣本和兩種情形下的結果方程進行估計，回歸結果見表3的（1）（2）（3）列。選擇項λ均顯著為負，表明確實存在樣本選擇偏差問題，在緩解該問題的影響后，“環境戰略升級”對“綠色全要素生產率”的回歸系數依然顯著為正，環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用再次得到驗證。

進一步根據“數字化轉型”的中位數將樣本劃分為“低數字化轉型”和“高數字化轉型”兩組進行分組檢驗，回歸結果見表3的（4）（5）列。在“低數字化轉型”和“高數字化轉型”兩個分樣本中，“環境戰略升級”對“綠色全要素生產率”的回歸系數均顯著為正，但“高數字化轉型”組的系數明顯大于“低數字化轉型”組，表明當企業數字化轉型水平較高時，環境戰略升級對綠色全要素生產率具有更強的提升作用，即數字化轉型可以通過降本增效對企業環境戰略升級產生賦能作用。由此，本文提出的假說H3得證。

3.反事實分析

為更加清晰地刻畫企業環境戰略升級對其綠色全要素生產率的影響，本文在內生轉換模型的基礎上通過反事實分析分別模擬出環境戰略升級企業、環境戰略未升級企業在實際情況下和反事實狀態下的綠色全要素生產率期望值。從密度函數分布來看（見圖2），環境戰略實際升級的企業若選擇不進行環境戰略升級，其綠色全要素生產率會比實際的低；環境戰略實際未升級的企業若選擇進行環境戰略升級，其綠色全要素生產率會比實際的高。同時，通過式（10）和式（11）計算處理效應，結果表明：環境戰略升級企業綠色全要素生產率的平均處理效應為0.142，即實際環境戰略升級的企業若未進行升級，其綠色全要素生產率將降低14.2%；環境戰略未升級企業綠色全要素生產率的平均處理效應為0.186，即實際環境戰略未升級的企業若進行升級，其綠色全要素生產率將提高18.6%。上述結果再次驗證了企業環境戰略升級產生了顯著的綠色全要素生產率提升效應。

4.穩健性檢驗

（1）決策方程替換解釋變量。采用以下3種方法重新測算企業數字化轉型水平：一是直接采用數字化總詞頻（不進行比值處理）作為“數字化轉型1”；二是擴充數字化詞典，即根據近三年《政府工作報告》并結合趙寰宇等（2021）［48］、吳非等（2021）［49］的研究成果擴充企業數字化詞典，沿用前文方法計算得到“數字化轉型2”；三是借鑒張永珅等（2021）［39］的研究，用“財務報告附注披露的無形資產明細項中與數字技術應用相關的部分占無形資產總額的比值”來測度“數字化轉型3”。采用新的數字化轉型指標重新進行決策方程估計，回歸結果見表4的（1）（2）（3）列。各數字化轉型指標的回歸系數均顯著為正，表明本文決策方程的分析結果是穩健的。

（2）結果方程解釋變量滯后處理。考慮到環境戰略升級是一種戰略調整過程，其對企業綠色全要素生產率的影響可能存在滯后性，對結果方程中的“環境戰略升級”變量分別進行滯后一、二、三階處理，重新進行檢驗，估計結果見表4的（4）（5）（6）列。“環境戰略升級”滯后項的回歸系數均顯著為正，表明本文結果方程的分析結果具有穩健性。

（3）替換“環境戰略升級”變量。一是采用綠色專利申請數占當年專利申請總量的比值來衡量企業實施前攝型環境戰略水平，采用華證ESG評級中的環境評分來衡量企業實施反應型環境戰略水平，并沿用前文方法計算得到“環境戰略升級1”。二是在上述變量替換的基礎上，進行分年度離差標準化處理（替代百分位排名法），依據二者標準值之差的符號識別企業環境戰略是否升級，進而得到“環境戰略升級2”。分別采用新的環境戰略升級指標進行Heckman兩階段模型檢驗，估計結果見表5，前文的分析結論依然成立。

五、進一步分析

1.外部金融環境的影響

由于需要相應的資金資源支持，企業的環境戰略升級、數字化轉型和綠色轉型都會受到地區金融發展狀況的影響，尤其是綠色金融發展的地區差異可能導致企業環境戰略升級對綠色全要素生產率的影響以及數字化轉型的作用產生異質性。對此，本文根據企業所在地區是否為國家綠色金融改革創新試驗區將樣本企業劃分為“試驗區企業”和“非試驗區企業”兩組，分別進行檢驗，回歸結果見表6。Heckman第一階段的回歸結果顯示，兩組樣本中數字化轉型均能顯著驅動企業環境戰略升級，但“非試驗區企業”組的系數顯著大于“試驗區企業”組（組間系數差異檢驗的P值為0.00），表明數字化轉型對企業環境戰略升級的驅動作用在非綠色金融改革創新試驗區更強。其原因可能在于：由于試驗區綠色金融的創新發展為綠色轉型提供了更多的融資渠道，使得區內企業更易于克服環境戰略升級的資源困境和組織障礙，減輕了企業對利用數字技術獲取外部資源的依賴，從而弱化了企業數字化轉型對環境戰略升級的促進作用。Heckman第二階段的回歸結果顯示，兩組樣本中環境戰略升級均能顯著促進企業綠色全要素生產率提升，但“試驗區企業”組的系數顯著大于“非試驗區企業”組（組間系數差異檢驗的P值為0.02），表明環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用在綠色金融改革創新試驗區更強。其原因可能在于：由于有更多更實惠的綠色金融政策支持，試驗區內企業在綠色轉型方面具有更強的主動性和更充實的資源條件，使其環境戰略升級對綠色全要素生產率的提升作用得以更充分地發揮。一方面，試驗區通過重塑金融機構投融資機制，將企業的環境治理行為納入投融資決策中，引導金融資源更多地投向綠色項目，促使企業積極開展綠色投資活動；另一方面，在綠色導向的金融制度環境下，企業的綠色創新行為具有較強的外溢效應，群體研發強度的提高可以有效降低個體研發成本，實現綠色創新資源的協同效應和研發活動的規模效應，從而提升環境戰略升級的效率和功效。

2.行業污染特征的影響

企業的環境管理行為與其所在行業的污染特征密切相關，不同污染強度企業環境戰略升級對綠色全要素生產率的影響也可能存在差異。對此，本文根據《上市公司行業分類索引》（2012）將樣本企業劃分為“重污染行業企業”和“非重污染行業企業”兩組，分別進行檢驗，回歸結果見表7。Heckman第一階段回歸結果顯示，在兩組樣本中，數字化轉型均能顯著驅動企業環境戰略升級，且回歸系數相近，二者不存在明顯差異。第二階段的回歸結果顯示，在兩組樣本中，“環境戰略升級”的回歸系數均顯著為正，但“非重污染行業企業”組的系數明顯高于“重污染行業企業”組（組間系數差異性檢驗的P值為0.00），表明環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用在非重污染行業中更強。其原因可能在于：重污染行業企業的業務活動存在固有的特殊性，環境戰略升級可以增強其環境治理能力，提升其環境績效，但無法改變其“重污染”的行業屬性，加上當前環境技術條件的約束，導致環境戰略升級對其綠色全要素生產率的提升作用相對有限。

六、結論和啟示

企業環境戰略從被動的反應型向主動的前攝型升級，能夠促進企業的綠色發展和環境績效增加，從而實現綠色全要素生產率增長。數字技術的深度應用重塑了企業的能力體系和價值邏輯，使得數字化轉型能夠驅動企業環境戰略升級，并能通過降本增效對企業環境戰略升級進行賦能，增強環境戰略升級的綠色全要素生產率提升效應。本文以2013—2022年滬深A股制造業上市公司為研究樣本，采用Heckman兩階段模型分析發現：（1）企業數字化轉型水平提高對環境戰略升級具有顯著的正向影響，表明數字化轉型能夠驅動企業進行環境戰略升級；（2）環境戰略升級的企業比環境戰略未升級的企業具有更高的綠色全要素生產率，表明環境戰略升級能夠促進企業綠色全要素生產率提升；（3）相比數字化轉型水平較低的企業，數字化轉型水平較高的企業環境戰略升級具有更強的綠色全要素生產率提升效應，表明數字化轉型可以通過降本增效賦能企業環境戰略升級；（4）數字化轉型對企業環境戰略升級的驅動作用在非綠色金融改革創新試驗區更強，而環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用在綠色金融改革創新試驗區更強，表明地區綠色金融的創新發展會弱化企業環境戰略升級對數字化轉型的依賴，并放大環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用；（5）數字化轉型對環境戰略升級的驅動作用在重污染行業與非重污染行業間無顯著差異，但環境戰略升級對企業綠色全要素生產率的提升作用在非重污染行業更強，表明“重污染”的生產屬性會在一定程度上限制企業環境戰略升級的綠色全要素生產率提升效應。

基于本文的研究結論，得到以下啟示：第一，大力推進企業數字化轉型，以加快企業環境戰略升級。積極制定數字化發展戰略，以數字化轉型補齊企業綠色發展短板，實現數字化與綠色化協同發展。統籌規劃大數據平臺建設，營造多元開放的數字資源共享生態，為企業數字化轉型提供平臺和技術支撐。暢通企業與外界的環境信息傳遞渠道，促進企業與利益相關者間的良性互動，為企業綠色轉型提供良好的市場基礎。推動數據要素賦能企業生產經營的核心環節，鼓勵企業建設全流程數字化控制體系，實現能耗和污染的全面降低。第二，加快建設綠色金融服務體系，鼓勵綠色技術的研發與應用，推動企業環境治理模式從末端治理轉向前端防治。推廣綠色金融改革創新試驗區的先進經驗，適度擴大試點范圍，拓寬綠色資金融資渠道，推動綠色金融服務體系與實體企業精準對接。完善環境監管制度體系，營造互惠有效的監管環境，調動企業進行綠色技術研發的積極性，鼓勵企業建立更具特色更加有效的環境管理體系。第三，重點助推重污染企業的綠色轉型，完善相關配套政策，引導重污染企業樹立綠色發展理念。建立針對重污染企業的梯度漸進式環保政策體系，有效協調重污染企業效益訴求和環保責任之間的關系，避免“過激”的綠色行為導致資源結構性失調和資金投入低效。完善綠色資金監管機制，提高企業信息透明度，防范重污染企業的“漂綠”行為，提高綠色資金利用效率。同時，在破除重污染企業的技術依賴方面加大創新資源投入，推動數字技術與新能源開發、綠色制造等深度融合，實現高能耗重污染企業的綠色技術突破式創新。

針對本文研究存在的不足，提出以下研究建議：（1）受分析方法和數據可獲取性的限制，本文將環境戰略升級作為虛擬變量進行實證分析，而在實務中，環境戰略升級是一個多階段漸進式的動態轉型過程，虛擬變量不能充分反映環境戰略升級的階段及轉型程度，未來可優化變量測度方法，對企業環境戰略升級過程進行精準識別，從更高維度透視環境戰略升級的驅動因素和價值效應。（2）在異質性分析方面，本文只關注到外部金融環境和行業污染特征，未考察企業特征帶來的異質性，未來可基于企業產權性質、成長周期等視角拓展相關異質性分析，以增強研究結果的針對性和適用性。（3）除了數字化轉型以外，還可基于不同研究視角（如市場化水平、環境規制等）進一步探究環境戰略升級影響企業綠色全要素生產率的內在機理，進而從更多層面刻畫變量間的內在關系。

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Can Upgrading Environmental Strategies Enhance

Enterprises’

Green Total Factor Productivity：

Based on

the Drive and Empowerment of Digital Transformation

LIU Su-rong， XU Wen-hao， HUO Jiang-lin

（School of Economics and Management， China University of Petroleum （East China）， Qingdao 266580， Shandong， China）

Summary：

In the new development stage， enterprises face the dual challenges of economic benefits and environmental protection. Establishing a sustainable development mechanism to enhance green production efficiency is particularly important. The development of the digital economy is accelerating the transformation of market environmental systems and the boundaries of corporate competition， reshaping the capability systems and value logic of enterprises， and influencing their production decision-making. In this context， this paper studies how digital transformation affects enterprises’ decisions to upgrade environmental strategies， as well as the comprehensive impact of these decisions on economic efficiency and environmental performance in the context of digital transformation.

Based on the data of China’s listed manufacturing companies from 2013 to 2022， this paper uses the Heckman two-stage model to correct the sample selection bias and studies the decision-making and behavior of enterprises regarding environmental strategic upgrading and its impact on their green total factor productivity against the background of digital transformation. The results are as follows. Firstly， digital transformation can promote enterprises to upgrade their environmental strategies， and under the empowerment of digital transformation， environmental strategy upgrading can effectively improve the green total factor productivity of enterprises. This conclusion still holds after a series of robustness tests. Secondly， the heterogeneity analysis reveals that although green finance pilot policies weaken the facilitative effect of digital transformation on the upgrading of corporate environmental strategies， they amplify the enhancing effect of environmental strategy upgrading on the green total factor productivity of enterprises. Thirdly， in terms of the promoting effect of digital transformation on environmental strategic upgrading， there is no significant difference between heavily polluting manufacturing enterprises and non-heavily polluting manufacturing enterprises， but compared with heavily polluting manufacturing enterprises， the effect of environmental strategy upgrading on corporate green total factor productivity is more obvious in non-heavy polluting manufacturing enterprises.

This paper makes three contributions to pertinent literature. Firstly， this paper is the first to integrate digital transformation， environmental strategy upgrade， and green total factor productivity into the same research framework. In the theoretical dimension， the paper discusses the impact of digital transformation on corporate environmental strategic upgrading decisions at the two levels of cost and revenue and analyzes the mechanism of the value effect of corporate environmental strategic upgrading in the context of the digital economy. Secondly， in the methodological dimension， the above variables are put into the framework of Heckman two-stage model for regression， which effectively alleviates the endogeneity problem caused by the self-selection behavior of environmental strategic upgrading. Also， the corresponding regression results have stronger robustness. Thirdly， the heterogeneity test based on the external financial environment of enterprises shows that in the green finance reform and innovation pilot zone， the environmental strategy upgrade has a significantly greater effect on the improvement of the green total factor productivity of enterprises. This finding opens up new space for analyzing the interactive relationship between green finance and corporate environmental management.

This paper not only provides theoretical contributions and empirical evidence for the research on the motivations and value effects of corporate environmental strategy selection， but also provides a scientific basis for digital transformation practice under the guidance of environmental strategy upgrading.

Keywords：

digital transformation; environmental strategy; strategic transformation; green total factor productivity; green innovation; pollution prevention and control

CLC number：F270.7; F205 ""Document code：A ""Article ID：1674-8131（）0-0065-19

（編輯：劉仁芳；朱 艷）