數字化轉型賦能企業綠色創新戰略

【摘要】本文以2015 ～ 2021年滬深兩市A股上市公司為樣本， 對企業年報進行文本分析， 實證考察數字化轉型對企業綠色創新戰略的影響及作用機理。研究發現： 數字化轉型顯著促進了企業前攝型與反應型綠色創新戰略實施； 金融科技、 高管任期及社會網絡嵌入在數字化轉型與企業綠色創新間發揮中介作用； 行業競爭程度削弱了數字化轉型對企業綠色創新的促進作用。進一步分析表明： 領導者企業更關注數字化轉型對前攝型綠色創新戰略的促進作用， 而跟隨者企業更關注數字化轉型對反應型綠色創新戰略的促進作用； 數字化轉型對企業綠色創新的促進作用在軟件和信息技術服務業、 非重污染行業中更顯著； 數字化轉型可通過前攝型與反應型綠色創新戰略提升企業價值。

【關鍵詞】數字化轉型；前攝型綠色創新；反應型綠色創新；金融科技；社會網絡嵌入

【中圖分類號】 F276.6；F832.5 " " 【文獻標識碼】A " " "【文章編號】1004-0994（2023）19-0038-8

一、 引言

我國進入中國式現代化的新階段， 綠色創新作為銜接“創新驅動”和“綠色發展”的樞紐， 是實現環境與經濟可持續發展的重要手段。不同于一般創新活動， 綠色創新通過開拓新路徑實現經濟與環境績效良性循環。根據戰略動機可將綠色創新分為反應型與前攝型兩類（Chen等，2012）， 前者是由環保政策與低水平的倫理承諾所觸發的被動型策略， 而后者是通過實施節能環保技術與生產工藝創新等手段開展的主動型策略（Buysse和Verbeke，2003； 唐鵬程和楊樹旺，2018）， 二者為統合生態治理與經濟建設的兩大發展戰略。作為“兩化融合”的核心業務， 數字化轉型以信息化推動工業化變革， 協助企業在戰略制定與資源協調等領域均有所突破（陳冬梅等，2020）。現有文獻主要探討數字化轉型對市場績效（唐浩丹等，2022）、 融資約束（王敬勇等，2022）等經濟價值的影響， 而研究數字化轉型與綠色創新戰略等非經濟價值的文獻較匱乏。事實上， 在國家大力實施創新驅動發展戰略及綠色轉型的背景下， 如何運用數字化技術成為企業培養競爭優勢的重要舉措（肖紅軍等，2021）。可見， 就數字化轉型與前攝型、 反應型綠色創新戰略間的復雜關系做出進一步探究具有重要現實意義。

本文可能的邊際貢獻有： 第一， 現有文獻重視數字化轉型與企業經濟價值間關系的研究， 而對數字化轉型與企業綠色創新（尤其是區分不同綠色創新戰略）等非經濟價值間關系的研究較為匱乏， 本文從微觀角度剖析數字化轉型對企業前攝型與反應型綠色創新戰略的具體影響， 不僅補充了綠色創新戰略實施的經驗研究， 而且有利于學術界把握不同綠色創新戰略的風險特征與價值作用。第二， 現有研究尚未深入分析數字化轉型通過何種機制影響企業綠色創新， 本文基于組織資源基礎和管理者聲譽的考慮， 以及外部環境因素等理論視角， 從金融科技、 高管任期、 社會網絡嵌入、 行業競爭程度等渠道， 厘清數字化轉型對企業綠色創新戰略實施的潛在作用機制， 有助于拓展現有綠色創新戰略理論研究邊界。第三， 本文基于數字化轉型的結構化分層維度， 探討底層技術與實踐應用對前攝型、 反應型綠色創新戰略的差異化作用， 并就數字化轉型對前攝型綠色創新戰略不同維度（綠色實質創新與綠色策略創新）的異質性作用展開分析， 豐富了數字化轉型結構化維度與綠色創新戰略內涵的相關文獻。

二、 理論分析與假設提出

（一）數字化轉型與企業綠色創新

數字化轉型通過數字技術高效分析處理海量數據并整合企業所需信息數據庫， 促進商業模式轉型升級（申明浩和譚偉杰，2022）。企業綠色創新既包含節能環保等產品設計和流程創新， 也是指綠色創新戰略的實施。數字化轉型是促進社會經濟發展的新型引擎， 綠色創新戰略被認為是發展綠色方式的關鍵舉措， 故數字化轉型需要“反哺”綠色創新戰略， 從而實現經濟社會和生態環境的協調統一。依據動態能力理論， 數字化轉型所觸發的技術范式質變加強了企業通過配置內外部資源進而充分利用創新機會以迅速適應環境變化的能力（崔淼和周曉雪，2021）。故企業數字化轉型所帶來的創新思維或許能夠成為企業開展綠色創新、 保持競爭優勢的戰略手段。

綠色創新戰略的實施有助于實現經濟與社會可持續發展（曹洪軍和陳澤文，2017）。企業普遍采用的兩類戰略范式， 即前攝型與反應型綠色創新戰略， 在觸發機制與風險特征等方面均存在明顯差異。前攝型綠色創新戰略指企業自發改進生產工藝或開展產品創新以促進創新戰略實施， 有利于實現經濟發展與環境保護的協調統一（解學梅和朱琪瑋，2021）， 但該戰略發展周期較長， 成本與風險較難預估（Sharma和Vredenburg， 1998）。反應型綠色創新戰略指企業為了滿足環保政策要求， 采用末端治理等手段以規避處罰， 僅遵從“政策觸發—被動響應”的治理邏輯。根據信息加工理論， 數字化轉型不僅能夠加快企業開展反應型綠色創新的步伐， 還能降低前攝型綠色創新的信息搜尋成本， 有效抑制信息鴻溝， 從而強化企業實施綠色創新戰略的意愿。故提出如下假設：

H1： 數字化轉型能夠顯著促進企業綠色創新。

（二）組織資源中介作用

金融科技利用數字技術高效處理海量非結構化數據， 給傳統金融領域帶來了深刻變革。企業數字化轉型與金融科技存在著密不可分的關系（李為等，2022）。為了保障企業綠色創新項目的可持續性， 一方面數字化轉型利用金融科技有效改善傳統金融領域的結構性錯配問題， 提高了上下游客戶對企業的信任度， 為數字化轉型提供了技術層面的金融支持； 另一方面， 數字化轉型利用金融科技有效降低銀行與企業之間的信息不對稱程度， 從而紓解企業金融摩擦問題（Jagtiani和Lemieux，2017）， 擴大了企業創新活動所需的外源融資規模（馮素玲等，2021）。此外， 數字化轉型借助先進的數字技術合理監測企業研發投入與創新產出比， 實時反饋生產工藝流程的不足之處， 揭露生產與資金鏈條所存在的缺口， 并通過合理運用金融科技有效降低企業杠桿率水平， 增加研發投入與創新產出， 改善企業現金流狀況， 提升其風險承擔能力， 從而大幅提升企業投資風險相對較高、 研發周期相對較長的項目的可能性， 在一定程度上為企業償債能力做出保證， 進而保障企業綠色創新資源的可持續性。綜上， 數字化轉型通過利用金融科技加速了企業綠色創新戰略的實施。故提出如下假設：

H2： 數字化轉型通過運用金融科技促進企業綠色創新。

（三）管理者聲譽中介作用

管理者聲譽為高管能力的外在體現之一。管理者出于自身聲譽考慮， 會盡可能提高企業經營績效（Milbourn，2003）。基于社會心理學理論， 管理者聲譽主要受到其他利益相關者對其在位階段企業經營績效評定的影響。故本文認為， 管理者聲譽一方面源于管理者在位階段企業的經營績效， 另一方面與管理者和其他利益相關者間聯系的緊密程度息息相關（金雪軍和鄭麗婷，2015）。

在管理者職業生涯前期， 其存在任期較短所導致的社會經驗不足與試圖建立良好聲譽的心理， 此時針對高管的聲譽激勵機制更有效（Berkowitz和Kotowitz，1993）。故相較于管理者職業生涯后期， 數字化轉型能夠利用聲譽激勵機制以滿足職業生涯前期管理者的地位及聲譽需求， 此時企業更傾向于實施反應型綠色創新以提升短期績效。而針對任職時間較長的高管， 數字化轉型通過利用其追求企業價值最大化以保全自身聲譽的心理， 使其更傾向于實施前攝型綠色創新以提高企業研發投入和創新產出（Auden等，2006）。可見， 數字化轉型通過利用高管任期時間差異所導致的地位及心理需求不同， 促使其采取反應型與前攝型兩種綠色創新戰略（劉運國和劉雯，2007）。

與企業其他利益相關者密切聯系所形成的管理者社會網絡構成了管理者聲譽的一部分。社會網絡嵌入主要強調企業在社會網絡中的位置， 體現了企業對信息資源的獲取能力（施蕭蕭和張慶普，2021）。數字化轉型通過有效解讀利益相關者間的信任關系構成的社會網絡， 有利于維持企業與利益相關者間穩定的合作關系（Bird和Zellweger，2018）， 降低企業獲取和解讀外部信息的成本。而綠色創新戰略的實施需要數字化轉型提供更加清晰準確的決策信息與經驗認知， 這將大大提高企業創新戰略的實施效率。此外， 數字化轉型通過社會網絡嵌入所建立的合作關系能夠促進企業吸收顯性知識、 加快隱性知識傳播， 而企業對隱性知識的獲取將顯著促進其創新能力發展。故提出如下假設：

H3： 數字化轉型通過高管任期與社會網絡嵌入促進企業綠色創新。

（四）外部環境調節作用

行業競爭作為產業系統性風險之一， 是影響企業數字化轉型戰略實施的重要因素（Chez等，2011；賈軍和魏雅青，2019）。一方面， 由信號傳遞理論可知， 行業競爭越激烈， 市場信息透明度越高， 利益相關者獲取內部信息的成本及阻力越小， 故企業越要謹慎地實施數字化轉型戰略。為保證數字化轉型的長期優勢， 企業通常披露局部信息以保持核心競爭力（Zhou等，2018）， 目前我國數字化轉型戰略尚不成熟， 故企業通過數字化轉型戰略開展綠色創新的難度較大。另一方面， 競爭風險也是影響數字化轉型的重要因素， 企業數字化轉型程度和綠色創新戰略的實施受其所處行業競爭強度的影響。在數字經濟時代， 激烈的市場競爭放大了新一代信息技術給企業造成的沖擊， 也放大了企業綠色創新過程中的各類風險， 一旦轉型失敗， 對企業的風險承擔能力將是一個極大的挑戰。故提出如下假設：

H4： 行業競爭程度削弱了數字化轉型對企業綠色創新的促進作用。

三、 實證設計

（一）樣本選取及數據來源

本文以2015 ～ 2021年滬深兩市A股上市公司為樣本， 剔除樣本中金融類、 房地產類、 ST、 ?ST樣本及關鍵變量缺失或異常的數據， 對連續變量進行1%的縮尾處理， 最終得到18401個有效觀測值。綠色創新數據來自中國專利全文數據庫， 其他變量數據來自CSMAR數據庫， 采用軟件Stata16.0進行實證分析。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 綠色創新。前攝型綠色創新注重實行自發性與成果價值性， 故用企業綠色實用新型專利與綠色發明專利申請量之和表征綠色創新專利申請總量（王斌和譚清美，2015）， 將其作為前攝型綠色創新（Front）的衡量指標。目前我國強制性披露與自愿披露社會責任報告共存， 符合反應型綠色創新的被動響應治理邏輯， 故將企業是否披露社會責任報告或環境報告作為反應型綠色創新（React）的代理指標。

2. 解釋變量： 數字化轉型。借鑒吳非等（2021）的研究， 首先， 從 “人工智能技術”“區塊鏈技術”“云計算技術”“大數據技術”與“數字技術應用”五個角度確定各層面關鍵詞并形成術語詞典； 其次， 通過Python爬取年報文本， 搜索該關鍵詞在每個公司年報中出現的次數， 并將其加總； 最后， 考慮到數據呈現一定右偏分布， 對關鍵詞出現次數求和后加1并取自然對數， 得到數字化轉型（digital）的綜合指標。

3. 中介變量： 組織資源與管理者聲譽。以金融科技（fintech）作為組織資源變量， 選取北京大學省級普惠金融指數衡量地區金融科技發展水平（郭峰等，2020）。以高管任期（tenure）與社會網絡嵌入（net）作為管理者聲譽變量： 當公司高管任期均值大于行業高管任期均值時， 高管任期賦值為1， 反之賦值為0； 借鑒陳慶江等（2021）的研究， 采用企業高管聯結密度衡量社會網絡嵌入， 若企業高管兼任其他公司職務， 則被認為存在聯結關系， 將企業高管聯結數量加總得到其聯結密度即社會網絡嵌入。

4. 調節變量： 行業競爭程度。考慮到赫芬達爾指數越大， 行業競爭程度越小， 為使估計結果更加直觀， 以1減赫芬達爾指數后的差值衡量樣本企業所處行業競爭程度（com）。

5. 控制變量。借鑒已有研究（王旭等，2022；肖靜和曾萍，2023）， 將企業規模、 企業成長性、 杠桿率、 現金流水平、 產權性質、 盈利能力、 兩職合一設置為控制變量。變量定義詳見表1。

（三）模型設定

為檢驗數字化轉型對企業綠色創新戰略的觸發效應， 設定如下模型：

Yi，t=α0+α1digitali，t+∑Controlsi，t+εi+σt+ui，t （1）

為檢驗組織資源與管理者聲譽的中介作用， 在模型（1）的基礎上設置如下模型 ：

Mi，t=β0+β1digitali，t+∑Controlsi，t+εi+σt+ui，t （2）

Yi，t=γ0+γ1digitali，t+γ2Mi，t+∑Controlsi，t+εi+σt+ui，t （3）

為檢驗行業競爭程度的調節作用， 設置如下模型：

Yi，t=α0+α1digitali，t+α2digitali，t×comi，t+α3comi，t+∑Controlsi，t+εi+σt+ui，t （4）

上述模型中， Y為被解釋變量Front和React， M為中介變量fintech、 tenure和net， Controls為控制變量， ε與σ為行業與時間固定效應， u為隨機擾動項。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表2為變量的描述性統計結果。Front的均值為6.957， 標準差為17.350， 最大值與最小值分別為124與0， 可見企業前攝型綠色創新戰略實施水平普遍偏低， 且各企業實施情況存在明顯差異。React的均值為0.245， 標準差為0.430， 表明有24.5%的樣本企業實施了反應型綠色創新戰略， 目前該戰略并未大范圍推廣。digital的標準差為1.409， 最小值與最大值分別為0與5.165， 表明樣本企業數字化轉型進程差異明顯。

（二）基準回歸

表3的基準回歸結果顯示， 數字化轉型與企業前攝型、 反應型綠色創新均呈顯著的正相關關系， 故H1被驗證。這表明數字化轉型對綠色創新戰略存在“數據驅動”效應， 數字化轉型所引發的技術范式轉變強化了企業識別創新機會、 轉換創新思維的動態能力， 新興數字技術與創新思維推動企業持續開展綠色創新。

（三）機制分析

1. 組織資源中介作用。表4列（1）顯示數字化轉型顯著促進了金融科技發展， 列（2）中digital、 fintech的回歸系數均顯著為正， 故金融科技在數字化轉型與前攝型綠色創新間發揮部分中介效應； 列（3）中fintech的回歸系數顯著為正， 但digital的回歸系數不顯著， 故金融科技在數字化轉型與反應型綠色創新間發揮完全中介效應， H2成立。此外， 采用Bootstrap法（隨機抽樣1000次）補充檢驗中介效應， 檢驗結果在95%置信區間內分別為［0.164，0.276］、 ［0.0001，0.0009］， 均不包括0， 故中介效應成立。

2. 管理者聲譽中介作用。表4列（4）顯示數字化轉型負向影響高管任期， 列（5）中digital、 tenure的回歸系數均顯著為正， 故高管任期在數字化轉型與前攝型綠色創新間發揮部分中介效應； 列（6）中tenure的回歸系數顯著為負， digital的回歸系數顯著為正， 故高管任期在數字化轉型與反應型綠色創新間發揮部分中介效應， H3成立。此外， 采用Bootstrap法（隨機抽樣1000次）進行補充檢驗， 結果顯示該中介效應仍成立。

表5列（1）顯示數字化轉型顯著促進了高管社會網絡嵌入， 列（2）中digital、 net的回歸系數均顯著為正， 故社會網絡嵌入在數字化轉型與前攝型綠色創新間發揮部分中介效應； 列（3）中digital、 net的回歸系數均顯著為正， 故社會網絡嵌入在數字化轉型與反應型綠色創新間發揮部分中介效應， H3成立。此外， 采用Bootstrap法（隨機抽樣1000次）進行補充檢驗， 結果顯示該中介效應仍成立。

3. 外部環境調節作用。表5列（4）、 列（5）中digital×com的回歸系數均顯著為負， 表明行業競爭程度削弱了數字化轉型與企業綠色創新間的正向關系。當企業所處行業競爭較激烈時， 企業間信息壁壘較低， 利用數字化轉型開展綠色創新的發揮空間有限， 此時企業通過數字化轉型戰略開展綠色創新的難度大幅提升。同時， 激烈的市場競爭放大了新一代信息技術給企業造成的沖擊， 也放大了綠色創新過程中的各類風險， 企業必須面對綠色創新過程中可能出現的挑戰， 故行業競爭程度削弱了數字化轉型對綠色創新的積極作用。

（四）內生性檢驗

1. 傾向得分匹配（PSM）。按照企業數字化轉型程度是否高于行業數字化轉型水平中位數設置數字化轉型啞變量， 將樣本分為處理組和對照組， 采用最鄰近匹配法按照1∶1進行樣本匹配， 使用配對成功的樣本重新檢驗數字化轉型與綠色創新戰略間的關系。結果顯示， 數字化轉型顯著促進了前攝型與反應型綠色創新戰略的實施， 表明主效應回歸結果未受到樣本選擇性偏差的影響（受篇幅限制， 內生性與穩健性檢驗結果留存備索）。

2. 廣義矩估計模型（GMM）。為進一步控制遺漏變量可能產生的內生性問題， 利用廣義矩估計模型， 將滯后一期的Front與React分別引入模型進行回歸， 結果表明， 數字化轉型與前攝型、 反應型綠色創新均呈顯著正相關關系。

3. 工具變量法（IV-2SLS）。鑒于企業數字化轉型與綠色創新戰略間可能存在互為因果的內生性問題， 采用工具變量法展開內生性檢驗。借鑒已有研究（靳毓等，2022）， 選取同行業其他企業數字化轉型水平均值作為工具變量（IV）。因為本企業數字化轉型水平會受到該工具變量的影響， 但該工具變量不會直接影響綠色創新戰略的實施。檢驗結果表明： 第一階段IV的系數顯著為正， 說明工具變量具有相關性； 第二階段K-P rk LM統計量在1%的水平上顯著， 拒絕工具變量識別不足的原假設， C-D Wald F統計量大于Stock-Yogo弱工具變量識別F檢驗在10%顯著性水平上的臨界值， 拒絕弱工具變量的原假設。故所選工具變量合理， 且由估計結果可知， 數字化轉型顯著促進了企業綠色創新戰略的實施， 回歸結論仍然成立。

（五）穩健性檢驗

本文采用以下兩種方法進行穩健性檢驗： 一是替換變量。分別將1和1/2的權重賦予綠色發明專利和綠色實用新型專利， 并計算綠色專利加權總數以度量前攝型綠色創新（Front2）； 借鑒已有研究（袁淳等，2021）， 以企業年報MDamp;A中數字化關鍵詞詞頻數量占MDamp;A總詞頻的比重度量數字化轉型（digital2）。二是模型更替。鑒于綠色創新專利申請量存在零值堆積、 正值連續分布共存的數據特征， 以及主回歸結果可能由于截尾數據而出現偏誤等問題， 分別采用Tobit模型與Possion模型進行檢驗，為控制宏觀系統性環境對回歸結果的影響， 將主回歸模型替換為“行業×時間”的高階聯合固定效應模型。以上回歸結果中數字化轉型的回歸系數均顯著為正， 與前文結果一致。

五、 進一步分析

（一）領導者與追隨者

為檢驗領導者與追隨者樣本中數字化轉型對企業綠色創新的異質性作用， 分別按照企業年齡和杠桿率的中位數進行分組， 高于中位數的為領導者， 反之為追隨者（Gyimah等，2020）， 回歸結果見表6。

表6中列（1） ～ （4）為按照企業年齡進行分組的結果， 結果顯示， 數字化轉型顯著促進了領導者企業的前攝型綠色創新以及追隨者企業的反應型綠色創新。組間系數差異檢驗表明， 列（1）與列（3）、 列（2）與列（4）間均存在顯著差異， 表明存續時間較長的企業更加關注前攝型綠色創新， 重視企業可持續發展， 而建立時間較短的企業還停留在短期被動綠色創新階段， 長期可持續發展觀念需要進一步落實。列（5） ～ （8）為按照杠桿率進行分組的結果， 結果顯示， 數字化轉型顯著促進了領導者企業的前攝型綠色創新以及追隨者企業的前攝型與反應型綠色創新。組間系數差異檢驗表明， 列（5）與列（7）、 列（6）與列（8）間均存在顯著差異， 表明杠桿率較高的企業僅關注前攝型綠色創新， 重視企業可持續發展， 而杠桿率較低的企業不僅注重短期被動綠色創新， 還關注長期可持續發展的綠色創新。

（二）數字化轉型： 底層技術與實踐應用

底層技術可為數字化轉型提供有力保障， 實踐應用將理論與生產密切結合， 從而為實現企業綠色創新蓄力（Venkatraman， 1994）。因此， 本文對數字化轉型進行結構化分層， 從“人工智能、 區塊鏈、 云計算和大數據”等底層技術維度（ABCD）與實踐應用維度（apply）分別考察其對綠色創新戰略的影響， 結果見表7列（1）～（4）。列（1）和列（2）中ABCD的系數顯著為正， 說明底層技術顯著促進了前攝型與反應型綠色創新， 列（3）和列（4）中apply的系數均不顯著， 說明目前數字化轉型發展尚不成熟， 還停留在底層技術的運用上， 后續應推動其與實踐應用的整合發展。

（三）前攝型綠色創新： 實質創新與策略創新

將前攝型綠色創新細分為綠色實質創新與綠色策略創新（黎文靖和鄭曼妮，2016）， 前者推動技術創新， 后者更傾向于迎合政策， 分別采用綠色發明專利申請數量（Front_ess）和綠色實用新型專利申請數量（Front_stra）來衡量， 考察數字化轉型對綠色實質創新與綠色策略創新的影響， 結果見表7列（5）與列（6）。結果顯示， 數字化轉型與綠色實質創新無顯著關系， 但與綠色策略創新顯著正相關， 表明目前數字化轉型對企業綠色創新發展的影響主要體現在綠色策略創新層面， 而非綠色實質創新。未來數字化轉型對企業綠色創新的主要攻克點應是綠色實質創新， 以從根本上推動企業綠色創新跨越式發展。

（四）行業異質性

考慮到軟件和信息技術服務業的特殊性， 即該行業以發展互聯網信息技術為主要業務， 其數字化轉型的實施與運用效果要遠遠超前于其他行業， 可能會影響整體樣本的回歸結果， 故區分軟件和信息技術服務業與其他行業進行分組回歸。另外， 重污染行業對環境的負面影響較大， 該行業內政策管制較嚴格， 污染處罰力度較大， 故區分重污染行業與非重污染行業進行分組回歸， 檢驗結果見表8。

由表8列（1） ～ （4）及Chow檢驗結果可知， 數字化轉型對軟件和信息技術服務業企業的前攝型綠色創新戰略的促進作用更顯著； 由列（5） ～ （8）及Chow檢驗結果可知， 數字化轉型對非重污染行業企業的前攝型與反應型綠色創新戰略的促進作用更顯著。這說明軟件和信息技術服務業應充分發揮和利用已有優勢， 強化數字化轉型對綠色創新的積極作用， 而重污染行業應注重改善生產流程， 減少資源浪費與環境污染， 切實推動綠色創新。

（五）經濟后果分析

本文利用中介效應模型檢驗數字化轉型是否通過綠色創新戰略對企業價值產生影響， 采用托賓Q值（Tobin Q）衡量企業價值， 回歸結果見表9。

表9列（1）顯示數字化轉型顯著促進了企業價值提升， 列（2）顯示數字化轉型顯著促進了前攝型綠色創新， 列（3）顯示數字化轉型、 前攝型綠色創新對企業價值的影響均顯著為正， 表明前攝型綠色創新在數字化轉型與企業價值間發揮部分中介作用， 中介值為6.54%。同理， 列（4）和列（5）的結果表明反應型綠色創新在數字化轉型與企業價值間發揮部分中介作用， 中介值為4.93%。Bootstrap檢驗結果在95%置信區間內分別為［0.0013，0.0030］、 ［0.0005，0.0015］， 均不包括0， 中介效應成立。這一結論表明企業可通過數字化轉型推動前攝型與反應型綠色創新戰略實施， 從而提升企業價值， 但就中介效應值而言， 前攝型綠色創新占比更大， 故企業應更注重前攝型綠色創新戰略的實施。

六、 結論與啟示

本文基于2015 ～ 2021年滬深兩市A股非金融上市公司數據， 實證考察數字化轉型對企業綠色創新戰略的影響及作用機理。研究發現： 數字化轉型顯著促進了企業前攝型與反應型綠色創新戰略的實施； 數字化轉型通過促進企業金融科技發展、 利用高管任期與社會網絡嵌入的中介作用， 促進企業實施前攝型與反應型綠色創新戰略； 行業競爭程度削弱了數字化轉型對企業前攝型與反應型綠色創新戰略的促進作用。進一步地， 領導者企業更加關注數字化轉型對前攝型綠色創新的促進作用， 而跟隨者企業更加關注數字化轉型對反應型綠色創新戰略的促進作用； 通過數字化轉型結構化分層分析發現， 底層技術顯著促進了企業前攝型與反應型綠色創新， 而實踐應用暫未發揮對二者的促進作用； 細分前攝型綠色創新戰略后發現， 數字化轉型能夠顯著促進綠色策略創新， 但對綠色實質創新并無顯著影響； 數字化轉型對企業綠色創新戰略的促進作用在軟件和信息技術服務業、 非重污染行業中更顯著； 數字化轉型能夠通過前攝型與反應型綠色創新戰略對企業價值產生積極影響。

基于上述研究結論， 提出如下啟示： 第一， 企業應堅定不移地貫徹執行數字化轉型戰略， 充分發揮數字化轉型對企業前攝型與反應型綠色創新的促進作用。管理者更應樹立長遠眼光， 堅決推進綠色創新戰略， 尤其是前攝型綠色創新， 要持續發揮其對企業價值的促進作用。第二， 企業應重視金融科技、 高管任期與社會網絡嵌入的中介作用以及行業競爭程度的調節作用， 進一步推動數字化轉型對企業綠色創新戰略的促進作用。企業應全面調動金融科技的技術創新優勢， 逐步拓寬融資渠道， 增加研發投入； 充分發揮高管間社會網絡關系的優勢， 通過資源捕獲為數字化轉型與企業綠色創新提供相對穩定的發展機制； 保障行業有序競爭， 充分利用現有資源開拓數字化轉型業務。第三， 推動企業綠色創新戰略實施不僅要關注底層技術， 更應重視實踐應用， 而目前企業較為關注底層技術， 未來應尤其注重發揮實踐應用對綠色創新戰略的作用， 這要求企業以底層技術為基礎和契機， 深入推進數字化轉型與企業實踐應用相互結合。第四， 數字化轉型對綠色策略創新的作用更顯著， 表明更多企業為迎合政策需求而開展綠色創新， 然而綠色實質創新更能推動技術進步， 企業發展需要更多高水平的綠色技術創新， 故未來應著重關注綠色實質創新。此外， 不同行業的競爭優勢不同， 軟件和信息技術服務業的數字化優勢明顯， 其應發揮帶頭作用， 以點帶面提高全行業綠色創新水平， 重污染行業需嚴格遵守政策制度的規定， 切實推動綠色創新戰略的實施。

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