企業數字化轉型、信息披露與綠色創新

【摘要】本文以2010 ～ 2021年中國滬深A股上市公司數據為研究樣本， 將信息披露作為研究視角， 構建固定效應模型探討企業數字化轉型對綠色創新的影響機制。研究發現， 企業數字化轉型能夠對綠色創新水平產生顯著而積極的影響， 該結論經過一系列的穩健性檢驗后依舊成立。作用機制結果表明， 企業數字化轉型通過提高信息披露水平， 有利于企業履行信息披露義務、 加強信息監督力度， 從而提升綠色創新水平。異質性檢驗結果顯示， 企業數字化轉型對綠色創新的促進作用主要體現在交易型機構投資者、 多元化經營程度較高以及行業競爭度水平較低的企業中。

【關鍵詞】數字化轉型；綠色創新；信息披露；固定效應模型

【中圖分類號】 F239 " " 【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2023）19-0088-8

一、 引言

黨的二十大深刻指出， 要將綠色創新作為企業做強做優、 做大做久的硬核支撐， 要培育綠色創新發展良好生態。然而， 在股東利益最大化的目標下， 企業在實施綠色創新發展戰略過程中面臨著較大的信息不對稱問題（黎文靖和鄭曼妮，2016）。從信息經濟學的角度來看， 為了保護綠色創新的技術壁壘效應， 企業并不愿意披露綠色創新信息， 這限制了決策者的理性， 造成了道德風險。此外， 綠色創新具有資本沉沒性和不可逆轉性， 可能會減少企業資金的短期流動性， 管理層也更有可能用短期投資項目代替綠色創新， 阻礙了綠色創新的發展。學者們對綠色創新的外部因素和內部因素展開研究： 外部因素研究聚焦于環境規制和制度支持（齊紹洲等，2018； 白俊紅和李婧，2011）； 內部因素研究集中在管理層認知和特征上， 有研究認為高管經歷（盧建詞和姜廣省，2022）、 環保意識（李冬偉和張春婷，2017）等會影響企業綠色創新。但隨著有些企業忽視政策規制、 競租和非正當謀取綠色創新補貼等現象的凸顯， 惡化了道德風險和逆向選擇， 削弱了綠色創新的發展（呂久琴和郁丹丹，2011）， 僅通過這些驅動因素進行綠色創新存在著一定的不足。因此， 要實現綠色發展與經濟增長并行， 利用科學技術改善信息不對稱， 從而實現經濟高質量發展。

隨著數字經濟的發展， 企業數字化轉型已成為當今社會的一種重要趨勢。數字化轉型本質上是通過信息的高效流轉觸發企業價值創造模式實現全方位升級， 其以數字化信息和知識為生產要素， 以大數據、 人工智能和區塊鏈等數字技術作為核心驅動力， 以互聯網平臺為信息載體， 驅動實體經濟高質量發展和企業經營發展實現根本性躍進： 一方面， 數字化轉型與實體產業緊密結合（傅立海和張振鵬，2022）， 極大地促進了技術進步和產業升級（李穎和賀俊，2022；肖旭和 戚聿東，2019）， 進而實現實體經濟高質量發展。另一方面， 數字化轉型作為數字經濟時代下企業謀求競爭優勢的戰略選擇， 在降低信息不對稱（祁懷錦等，2020）、 增強風險承擔能力（王會娟等，2022）、 提高企業價值（黃大禹等，2021）等方面發揮著積極作用。尤其是在數字技術快速發展的背景下， 新興技術賦能信息治理的效應為解決信息不對稱問題提供了科技手段及治理工具。已有研究認為， 數字技術的應用加速拓展了信息治理的廣度和深度， 促使信息流動更加快速， 有利于改善信息透明度， 緩解非對稱信息問題。理論上來說， 數字化技術能夠加快企業信息在內外部之間的流轉速度， 提升會計信息的透明度與可理解性， 從而對企業信息披露產生正向驅動作用。

現有關于企業數字化轉型和綠色創新之間關系的研究已有一些初步進展。有研究發現， 數字化轉型在推進企業綠色創新中起到了積極的作用， 在非東部地區（肖靜和曾萍，2023）、 國有企業（郭豐等，2023）中更為顯著。就其作用機制而言， 企業數字化轉型通過降低資源獲取成本（肖靜和曾萍，2023；張艷和方怡文，2022）、 增強技術開發能力（史丹和孫光林，2023）、 提高獲取信息能力（宋德勇等，2022； 郭豐等，2023）等渠道激發綠色創新。已有研究雖存在一定的局限， 但對本文而言具有重要啟發。本文的貢獻在于： 首先， 雖然上述文獻研究證實了數字化轉型可以推進企業綠色創新， 但本文以信息披露為研究視角， 企業數字化轉型通過提升信息披露水平， 加強了企業信息披露義務的履行和信息的監督力度， 從而提升綠色創新水平， 為理解企業數字化轉型與綠色創新的關系提供了新的研究視角與渠道。其次， 區別于已有研究， 本文從機構投資者類型、 多元化經營程度以及行業競爭度層面分析了企業數字化轉型影響綠色創新的異質性表現， 豐富了數字化轉型和綠色創新的機制研究。

二、 文獻回顧

（一）企業數字化轉型經濟后果

現有研究文獻中， 學者們大多研究了數字化轉型對經濟發展質量以及企業經營發展的影響。在企業數字化轉型和經濟發展質量方面， 數字經濟通過數據要素與數字技術的協同， 可以提高數據挖掘的價值， 消除“數字鴻溝”和“卡脖子”技術障礙（李穎和賀俊，2022）， 實現產業升級賦能（肖旭和 戚聿東，2019）。在企業數字化轉型和企業經營發展方面， 企業數字化有助于降低盈余管理（冼依婷和何威風，2022）、 緩解信息不對稱水平（吳非等，2021）； 王會娟等（2022）研究發現， 廣泛應用數字技術能增強企業的風險承擔意愿， 為企業風險承擔營造良好的環境； 黃大禹等（2021）認為， 數字經濟是推動企業發展的重要抓手， 能加強要素配置， 從而提升企業價值。

（二）綠色創新影響因素

現有研究多以“波特假說”展開， 認為適當的環境規制對企業綠色創新起促進作用。景維民和張璐（2014）發現合理的環境規制可以轉變綠色技術進步方向； 齊紹洲等（2018）以我國排污權交易試點政策為例， 發現環境規制會誘發企業綠色創新。但也有學者不完全贊成環境規制促進綠色創新的假說， 王杰和劉斌（2014）認為環境規制對綠色創新的影響表現為“U”型， 環境規制須達到一定水平后才可促進綠色創新。部分學者研究了制度支持對綠色創新的驅動作用， 認為政府資助可以降低企業所需承擔的費用和風險， 進而激勵企業綠色創新實踐（白俊紅和李婧，2011）。但政府資源也會抑制綠色創新。李青原和肖澤華（2020）發現， 政府環境補貼“擠占”了企業的綠色創新。呂久琴和郁丹丹（2011）將上市公司的樣本劃分為補貼組、 研發組及補貼研發組， 發現由于補貼中信息不對稱現象較為普遍， 導致補助的激勵效應低下。關于企業內部影響因素的研究， 認為高管經歷（盧建詞和姜廣省，2022）、 環保意識（李冬偉和張春婷，2017）等能幫助企業了解環境， 提升企業綠色創新水平。

（三）企業數字化轉型與綠色創新

本文基于已有數字化轉型與綠色創新關系的研究做出如下梳理。首先， 研究發現企業數字化轉型對綠色創新起到積極的作用， 且在非東部地區（肖靜和曾萍，2023）、 國有企業（郭豐等，2023）中更顯著。其次， 就其作用機制而言： 第一是資源要素。數字技術在企業層面的應用可以幫助創新主體發現和交易資源， 提高企業創新資源投入（肖靜和曾萍，2023）， 驅動綠色創新能力的提升。第二是技術要素。史丹和孫光林（2023）認為， 數字經濟和實體經濟融合可以發揮技術效應， 將不同領域的技術優勢整合在一起， 提升綠色創新技術能力。第三是信息要素。企業可借助互聯網技術為有關綠色創新組織搭建低成本的合作與交流平臺， 突破因經濟、 地理與實踐限制而減少知識和信息資源的組織之間的學習障礙（郭豐等，2023）， 促使企業增強信息共享效應和知識整合效應（宋德勇等，2022）， 對綠色創新起積極影響。

三、 理論分析與研究假設

由于企業和投資者之間存在信息不對稱， 投資者在信息方面處于不利地位， 導致他們無法做出明智的選擇。一方面， 從企業內部來看， 綠色創新是一個涉及市場、 經濟、 政策、 技術等因素的系統問題， 企業通常會保留產品優勢和財務信息等以保持市場競爭力。因此， 企業可能并不愿意在資本市場上充分披露信息給投資者。從外部市場投資者視角看， 識別和篩選優質公司通常需要花費大量的時間、 人力、 資金和其他成本， 信息不對稱經常導致投資者陷入道德風險和逆向選擇的陷阱， 使兩者的信息不對稱程度惡化。另一方面， 綠色創新的資本沉沒性和不可逆性更顯著， 管理層可能會傾向于低風險， 保護職業穩定性， 這一短視行為決策會損害企業的綠色創新。隨著科技的飛速發展， 數字化已成為一種全面推進社會改革的力量， 幫助企業實現跨越式轉型與騰飛。數字化的核心元素之一就是數據信息化， 其為發揮信息治理效應、 降低“信息摩擦”提供了強有力的助推劑。基于此， 本文認為， 企業數字化轉型可能通過以下兩個方面影響綠色創新：

第一， 企業數字化轉型能夠提升信息披露水平， 有利于履行信息披露義務， 有助于贏得投資者的青睞、 提升企業聲譽和維持企業形象， 從而提升綠色創新水平。具體如下： 第一， 企業數字化轉型通過提高信息披露水平， 滿足投資者信息需求， 贏得投資者的青睞。由于在綠色創新活動研發過程中涉及諸多商業機密， 存在著核心技術溢出的風險， 企業為了獲得綠色創新優勢， 往往缺乏信息披露的動機， 會出現一些“漂綠”的情況。在企業數字化轉型的背景下， 大數據技術的應用加強了企業自身數據挖掘和數據分析能力， 為企業提供了非結構性數據信息（吳非等，2021）， 對傳統財務會計信息披露進行了有益的補充， 滿足了投資者的信息披露需求， 并幫助投資者識別篩選優秀企業， 為企業實施綠色創新活動打下基礎， 推動企業綠色創新水平的提高。第二， 企業數字化轉型通過提高信息披露水平， 以提升企業聲譽和維持企業形象。在越來越多的企業實施數字化轉型的背景下， 信息和數據資源的數字化共享生態系統在企業間得到了發展， 全面打破了市場信息壁壘（魯威朝，2019）。綠色低碳發展的浪潮下， 企業更重視和關注環境問題。相反， 如果企業不注重環境問題， 在報道涉事企業的環境污染事件后， 信息迅速擴散開， 導致涉事企業面臨著更強烈的社會公眾輿論壓力， 企業的品牌形象和社會聲譽會受損。企業利用相關數字技術完成數字化平臺的搭建和信息系統的維護， 能夠對相關輿論信息做出及時回應和反饋， 有效減少對外輸出信息過程中的損耗； 同時， 企業為了應對污染對其造成的不良影響， 會加大信息披露程度， 特別是綠色創新的信息， 盡快改善環境績效， 強化企業的環境責任導向， 從而驅動企業綠色創新水平的提升。

第二， 企業數字化轉型能夠提升信息披露水平， 有利于強化信息監督作用力度， 加強外部監督， 激發企業長期發展的積極性并減輕代理沖突， 從而倒逼企業提升綠色創新水平。綠色創新與傳統科技創新相比， 專業性要求更強， 使得研究、 開發、 成果應用等方面的信息不透明性增加， 股東難以對管理者進行充分監督。鑒于這種情況， 自利的管理者出于創新高度不確定性和風險性的考慮， 傾向于選擇機會主義追求短期收益， 從而阻礙企業創新戰略。而數字化轉型有利于降低綠色創新活動中的監督成本， 具體有以下幾點原因： 數字化轉型浪潮下， 隨著信息管理系統、 知識管理系統等數字化平臺的嵌入與應用， 股東可以利用數字化技術對關鍵指標及最新的財務數據進行跟蹤， 獲取到更多、 更深層次的企業信息， 信息披露水平得到提高， 企業管理過程及經營結果更加透明化、 可視化（Zhang等，2020）。同時， 數字化“聚光燈”效應會吸引更多的媒體和分析師關注， 形成強有力的社會監督力量， 強化了外部監督力度， 這不僅有助于管理層關注企業長期發展問題， 激勵企業更多地關注環境保護、 增強綠色開發技術、 加大綠色產品生產（Biondi等，2002）； 此外還有助于限制管理層的投機空間（冼依婷和何威風，2022）， 減少管理層因創新風險而放棄綠色創新決策的可能性， 增加綠色創新投入和增強綠色創新動力， 提升綠色創新水平。

基于此， 本文提出如下假設：

H1： 企業數字化轉型能夠提升綠色創新水平。

H2： 企業數字化轉型通過提高信息披露水平提升綠色創新水平。

本文實證邏輯框架見圖1。

四、 樣本選擇、 數據來源與變量設計

（一）研究樣本與數據來源

本文選取2010 ～ 2021年我國滬深A股上市公司作為研究樣本， 并按以下條件做樣本篩選： ①剔除ST、 ?ST、 PT樣本； ②剔除金融、 保險行業樣本； ③剔除營業收入額為負的樣本； ④剔除有缺失數據的樣本。為消除異常值的影響， 對所有連續變量進行了上下1%分位的縮尾處理。本文數據來源于CSMAR數據庫、 國家知識產權局、 Wind數據庫和《中國統計年鑒》。

（二）變量設計

1. 被解釋變量。鑒于上市公司難以觀測到綠色產品及綠色服務等變量， 本文借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）的做法， 通過手工收集和整理我國知識產權局公布的專利分類號（IPC）， 借助世界知識產權組織（WIPO）官網上的綠色專利分類號清單識別公司的綠色專利， 并對綠色專利全部申請量加1取自然對數衡量企業綠色創新水平（Patent）。

2.解釋變量。依照吳非等（2021）的研究， 將年報中有關數字化轉型出現的各個詞頻總數取對數衡量數字化轉型程度（Digital）。

3. 中介變量。本文的信息披露主要從以下三個方面衡量： ①盈余管理（DA）， 本文參考袁鯤和吳梓楊（2018）的研究， 采用修正的瓊斯模型計算出的可操縱性應計利潤的絕對值來衡量企業信息披露質量。該值越大， 企業信息披露質量越低。②分析師跟蹤（Analyst）， 本文采用分析師跟蹤人數加1取自然對數來衡量企業面臨的信息披露程度。分析師跟蹤的數量越多， 說明其信息披露水平越高。③環境信息披露（Env）， 借鑒李建軍（2022）的研究， 本文選取CSMAR數據庫中上市公司的環境信息披露項目的評分數據。根據內容評分法， 對各評分加總后加1取自然對數以測量環境信息披露質量。其數值越高， 說明企業環境信息披露內容越充分詳細、 披露質量越高。披露指標和評分細則見表1。

4. 控制變量。本文借鑒黎文靖和鄭曼妮（2016）、 吳非（2021）等的研究， 選取企業價值（TobinQ）、 凈資產收益率（Roe）、 投資收益率（Invest）、 企業成長性（Growth）、 公司年齡（Age）、 股權制衡度（Ind）、 環境規制（ER）、 經濟發展水平（Gdp）為控制變量。同時， 也對行業（根據2012年證監會行業大類）和年度進行了控制。表2為部分變量定義。

（三）模型設定

為檢驗企業數字化轉型對綠色創新水平的影響， 本文構建回歸模型（1）：

Patenti，t=fi+α1Digitali，t+σ2Controlsi，t+εi，t （1）

本文采用固定效應模型進行回歸檢驗， Patent表示綠色創新水平， Digital表示數字化轉型， Controls表示控制變量； "fi表示個體固定效應， εi，t表示隨機擾動項； "i和t表示公司和年份。

為進一步探究企業數字化轉型影響綠色創新水平的路徑， 本文構建回歸模型（2）和（3）：

Medi，t=fi+β1Digitali，t+β2Controlsi，t+εi，t （2）

Patenti，t=fi+γ1Digitali，t+γ2Medi，t+γ3Controlsi，t+εi，t

（3）

其中， Med表示中介變量。

五、 實證結果分析

（一）描述性統計

表3報告了全部變量的描述性統計結果。可以看出， 企業綠色創新的均值為0.482， 而中位數只有0， 這與黎文靖和鄭曼妮（2016）等學者們的研究保持一致， 表明至少一半的企業沒有申請綠色專利， 最大值為4.007。整體來看， 企業之間的綠色創新差距較大。數字化轉型的均值為1.900， 中位數為1.792， 也表明了至少有一半企業沒有達到平均的數字化轉型程度。

（二）單變量均值差異檢驗

為比較數字化轉型程度高和低的企業的差異， 本文以數字化轉型年度均值為標準， 將大于均值的樣本確定為數字化轉型程度高組， 其余為數字化轉型程度低組， 分別進行單變量均值差異檢驗。由結果（限于篇幅，結果未列出）可知， 數字化轉型程度高組的綠色創新水平（Patent）較高， 初步驗證了本文的研究結論。

（三）基準回歸結果分析

表4為企業數字化轉型對綠色創新的基準回歸結果?？梢园l現， 企業數字化轉型（Digital）對綠色創新水平（Patent）的估計影響系數為0.019， 且在1%的水平上顯著， 表明企業數字化轉型對綠色創新存在明顯裨益， H1得到驗證。

（四）邊際效應分析

上述研究結果表明， 企業數字化轉型對綠色創新會產生積極影響， 但目前還不清楚在不同特定水平下的企業數字化轉型對綠色創新的影響是否會有很大差異。因此， 本文對數字化轉型這一變量進行了邊際效應分析， 檢驗結果見圖2?？梢钥闯觯?每一個邊際點對綠色創新的影響是穩定向上的， 即圖2中的左邊部分， 回歸效應相對較低， 而隨著數字化轉型程度逐漸升高至右側， 回歸效應穩步上升， 從而印證了企業數字化轉型對綠色創新的正向作用。

（五）影響機制分析

表5列（1）、 （2）、 （3）報告了數字化轉型對信息披露的回歸結果。列（1）顯示， 企業數字化轉型（Digital）對盈余管理（DA）的回歸系數為-0.002， 在5%的水平上顯著， 說明通過實施數字化轉型戰略， 能減少盈余管理， 改善信息披露質量。列（2）顯示， 企業數字化轉型（Digital）對分析師跟蹤（Analyst）的回歸系數為0.058， 在1%的水平上顯著。通過使用數字化技術， 企業可以有效改善分析師跟蹤現狀， 促進信息的公開和透明， 對信息披露起正向作用。列（3）顯示， 數字化轉型（Digital）對環境信息披露（Env）的回歸系數為0.015， 在1%的水平上顯著， 表明數字化轉型的實施能促進企業披露環境信息， 提升信息披露水平。列（4）（5）（6）顯示， 在加入中介變量后， 數字化轉型對環境信息披露的影響系數分別為0.014、 0.017和0.018， 在5%、 1%和1%的水平上顯著。這意味著， 企業數字化轉型有助于減少機會主義行為和道德風險引發的委托代理問題、 帶來更多的市場關注度、 增加環境信息披露， 降低信息不對稱程度， 提升綠色創新水平。H2得到驗證。

（六）穩健性檢驗

1. 工具變量法。考慮到企業數字化轉型與綠色創新可能會存在反向因果問題， 本文利用工具變量法來解決這一問題。參考宋德勇等（2022）、 楊德明和劉泳文（2018）的研究， 將企業數字化水平與年度行業省份分類的數字化水平均值差額的三次方（IV1）和城市互聯網發展水平（IV2， 互聯網發展水平較高時取1， 否則為0）作為工具變量， 檢驗結果見表6， 由列（1）和（2）可以看出， IV1、 IV2與數字化轉型（Digital）高度相關， 說明兩個變量均不是弱工具變量。從列（3）和（4）可以看出， 數字化轉型（Digital）與綠色創新水平（Patent）的回歸系數分別為0.077和0.418， 且在1%的水平上顯著， 說明在解決內生性問題后， 本文的研究結論依然成立。

2. Heckman兩階段法。除了可能會受到因果倒置的影響， 檢驗結果還可能受到樣本選擇性偏誤的影響， 例如數字化轉型可能具有一定的行業屬性， 而這些行業的綠色創新水平恰好較高， 使得研究樣本受到自選擇的影響。因此本文參照趙璨（2020）的研究， 采用Heckman兩階段法進行檢驗。公式（4）是第一階段回歸模型， 本文將企業是否實施數字化轉型作為被解釋變量（DT）， 將企業數字化轉型率（PLP）、 原有控制變量和被解釋變量代入第一階段回歸模型并估算IMR比率。其中， "PLP=年度行業內實施數字化轉型的企業數量/企業總量。公式（5）是第二階段回歸模型， 利用第一階段計算得到的IMR比率代入第二階段模型進行多元回歸。

DTi，t=fi+δ1PLPi，t+∑Controlsi，t+εi，t （4）

Patenti，t=fi+δ1Digitali，t+δ2IMRi，t+∑Controlsi，t+εi，t

（5）

從表7列（1）觀察到， PLP的影響系數顯著為正， 說明外生變量的選擇有效。從列（2）可以看出， Digital的估計系數顯著為正， 這意味著在考慮樣本選擇偏差的情況下， 本文的研究結論依舊成立。

3. 傾向得分匹配法（PSM）?？紤]到企業層面可觀測變量的差異和多元回歸模型對函數形式設定的依賴性， 本文參照尹建華和雙琦（2023）的研究， 采用傾向得分匹配法進行測試。將托賓Q值、 投資收益率、 營業收入增長率、 公司年齡和環境規制強度作為協變量進行Logit模型回歸， 采用最鄰近無放回匹配方法為企業是否進行數字化轉型匹配與之傾向得分最為接近的控制樣本。檢驗結果見表8， 可以發現在PSM估計回歸之后， Digital的估計影響系數依然顯著為正， 表明本文的研究結果依舊穩定。

4. 更換被解釋變量。為提高實證結果的穩健性， 本文通過更換被解釋變量（綠色創新水平）這一度量指標再檢驗。參照黎文靖和鄭曼妮（2016）的研究， 替換綠色創新的衡量方式為綠色發明專利申請數量加1取自然對數。表9列（1）結果顯示， Digital的估計系數顯著為正， 與本文的主要研究結論保持一致。

5. 更換回歸模型。參照李青原和肖澤華（2020）的研究， 鑒于綠色創新為左側受限的歸并數據， 本文將模型更換為Tobit模型進行檢驗。表9列（2）結果顯示， 更改模型后Digital的估計系數顯著為正， 本文的結論依舊成立。

6. 滯后一期控制變量?？紤]到企業決策的潛在時間滯后效應， 本文對控制變量作滯后一期處理后重新進行回歸。表9列（3）結果顯示， Digital的影響系數為正且顯著， 本文結論依舊穩健成立。

7. 排除2011年政策影響。參考黃紀強（2011）的研究， 本文剔除2011年數據樣本后對回歸模型進行實證檢驗。表9列（4）結果顯示， Digital的估計系數依舊顯著為正， 因此本文的核心結論并沒有發生任何改變。

六、 異質性分析

（一）機構投資者類型

機構投資者作為市場的重要參與者， 正成為提高信息披露水平和優化公司治理的重要力量。與穩定型機構投資者相比， 交易型機構投資者更加追逐短期收益， 缺乏主動監督管理層和改善公司信息環境的積極性， 導致管理層更容易實施機會主義行為（楊棉之等，2020）。企業數字化轉型戰略的實施能夠為企業帶來更強的監督力度， 可以在更大程度上彌補交易型機構投資者為追逐短期績效所導致的監督不足。在數字化革命中， 數字技術的運用將會帶來更加廣泛、 真實的信息披露， 借助信息披露的監督力度制衡和完善企業內部治理機制， 降低交易型機構投資者自我利益驅動下的機會主義行為， 進而幫助企業提高綠色創新水平。借鑒楊棉之等（2020）的研究， 本文使用機構投資者穩定性指標（Inst）衡量機構投資者類型。根據Inst是否高于所處年度行業中位數將機構投資者分為穩定型和交易型兩組進行檢驗。檢驗結果見表10列（1）和（2）： 對于交易型機構投資者， Digital的影響系數為0.025， 且在1%的水平上顯著； 而對于穩定型機構投資者， Digital的影響系數并不顯著。因此， 企業進行數字化轉型更能緩解交易型機構投資者的短視動機， 賦能綠色創新水平的提升。

（二）多元化經營程度

信息不對稱假說認為， 與多元化經營相伴而生的部門層級繁雜、 經營鏈條冗長等問題易引發管理層機會主義現象， 使信息不對稱水平更高。一方面， 多元化公司具有經營規模龐大、 組織結構復雜等特點， 增加了外部投資者對公司內部經營狀況、 盈利能力等信息觀測和獲取的難度（楊興全等，2020）。另一方面， 多元化經營的公司通常涉足不同行業， 公司業務多元化會帶來更大的信息不對稱問題， 會計信息包含更多“雜音”。數字化是利用信息處理優勢進行組織管理的新型手段， 有助于實現企業內外部信息的互聯互通， 減少代理人在創新活動中的短視行為， 加大對綠色創新的投入， 進而提升綠色創新水平。本文借鑒楊興全等（2020）的研究， 使用收入熵指數（Dyh）衡量企業多元化經營程度。根據Dyh是否高于所處行業年度中位數將樣本劃分為多元化經營程度高和多元化經營程度低兩組進行檢驗。檢驗結果見表10列（3）和（4）： 在多元化經營程度高組中， Digital的系數為0.035， 且在1%的水平上顯著； 而在多元化經營程度低組， Digital的影響系數為負且不顯著。因此， 企業所處多元化經營程度越高， 數字化轉型對綠色創新水平的提升效應越顯著。

（三）行業競爭度

行業競爭具有“信息披露效應”（信春華等，2022）。一方面， 當企業所處行業競爭越激烈， 經營風險也就愈大， 越需要投資者的支持， 企業會越主動、 透明地披露信息， 以爭取投資者的信任和支持。另一方面， 從聲譽動機出發， 處于競爭激烈行業的企業會更詳實地披露信息， 以提升企業形象和聲譽價值。因此， 行業競爭越激烈的企業越會通過提高信息披露水平獲得行業競爭優勢。而行業競爭越不激烈的企業， 其進行信息披露的意愿和動機越低， 導致投資者面臨的信息不對稱程度越高?？梢灶A期， 行業競爭越不激烈， 企業數字化轉型對綠色創新水平的提升效應可能越顯著。本文采用營業收入計算的赫芬達爾指數（HHI）予以測度行業競爭度。根據HHI是否高于所處年度中位數將樣本劃分為行業競爭度低和行業競爭度高兩組進行檢驗。檢驗結果見表10列（5）和（6）： 當企業所處的行業競爭度較低時， Digital的影響系數為0.031， 在1%的水平上顯著； 當企業所處的行業競爭度較高時， Digital的影響系數不顯著。因此， 企業所處行業競爭度越低， 數字化轉型所帶來的信息優勢對企業綠色創新的正向影響越顯著。

七、 結論與建議

本文利用2010 ～ 2021年我國滬深A股上市公司數據， 以信息披露為研究視角， 構建固定效應模型來實證檢驗企業數字化轉型對綠色創新的影響。結果表明： 企業數字化轉型對綠色創新具有提升作用； 作用機制分析發現， 信息披露在企業數字化轉型與綠色創新中起中介作用， 即數字化轉型通過提高信息披露水平， 有利于企業履行信息披露義務、 加強信息監督力度， 對綠色創新產生積極的影響； 異質性分析發現， 數字化轉型對綠色創新的提升作用在交易型機構投資者、 多元化經營程度較高以及行業競爭度較低的企業中更為顯著。本文研究結論豐富了數字化轉型和綠色創新影響機制研究， 為推進數字化轉型和綠色創新發展提供了新的經驗證據。根據以上研究結論， 提出如下建議：

第一， 增加數字產業資本投入， 推進“數字中國”建設。政府應高質量推進新型數字基礎設施建設， 加大對數字技術研究的投入， 夯實數字化轉型發展基礎； 企業應主動適用先進數字技術， 抓住數字信息技術發展所帶來的戰略機遇。第二， 進一步健全和完善資本市場信息披露制度。企業應借助數字化發展勢頭， 開拓更多公眾監督渠道， 為企業綠色創新的持續平滑打造條件， 共同打造共生共贏的綠色創新局面。第三， 制定相關激勵政策時， 應關注企業的發展差異。首先， 政策制定要結合不同機構投資者的情況。應保持穩定型機構投資者的市場參與者地位， 加強積極治理作用； 同時充分利用數字化轉型， 緩解交易型機構投資者的短視傾向， 驅動企業綠色創新發展。其次， 政策制定要結合企業多元化經營狀況， 多元化經營程度較高的企業應把握數字化轉型方向， 實現企業信息的互聯互通。最后， 政策制定應充分考慮企業所處的行業結構。對所處行業競爭度低的企業， 應利用數字化轉型加強信息披露力度， 從而使其更好地實施綠色創新戰略。

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