數字化轉型與綠色創新：基于信息的雙重效應識別

劉艷霞 陳 樂 周昕格

黨的二十大報告指出，“推動經濟社會發展綠色化、低碳化是實現高質量發展的關鍵環節”。加快經濟發展方式綠色低碳轉型是形成綠色生產生活方式和實現美麗中國建設目標的重要戰略舉措。與此同時，大數據、人工智能等數字技術的顛覆式創新，沖擊了實體經濟現有的商業模式，促使數字技術和實體經濟更快融合。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035 年遠景目標綱要》明確提出要進一步將數字經濟等要素作為實現碳中和目標的關鍵支柱，賦能綠色制造。在此背景下，數字化推動綠色化發展不僅是實現“雙碳”目標的“破局”之道，而且是實現經濟高質量發展的必然要求。

已有研究發現，企業綠色創新發展主要面臨以下問題：第一，企業為追求短期的環境業績會削減對高質量綠色創新的資源配置，從而形成逐量舍質的“二元悖論”問題［1］；第二，受限于行業內技術性人才的單一化以及行業間綠色創新知識壁壘，不少企業陷入綠色創新“有心無力”的窘境［2］；第三，多方面的信息約束阻礙了企業綠色創新發展，消費者與企業之間的信息不對稱加大了企業綠色創新失敗的風險，所有者與企業之間的信息不對稱降低了企業對具有高度不確定性和外部性的綠色創新的積極性。

數字技術在碳排放監控、環境數據精準采集和可視化上的應用日趨廣泛［3-4］。對此，我們不禁要問：數字化是否可以解決企業綠色創新發展面臨的問題？ 已有研究發現，數字化提升了信息要素的價值稟賦，不僅能夠提高資源配置效率，促進創新知識的共享，淡化產業邊界，打破行業間技術壁壘［5-7］；而且可以拓寬企業現有的信息獲取渠道，彌補管理者在信息搜集和分析上的能力不足，提高企業在資本市場中的信息透明度，從而使得企業能夠獲取市場更多的關注與支持，破解不想、不敢進行綠色創新的難題［8］。本文認為，企業數字化轉型通過信息傳遞效應和信息資源效應促進綠色創新。一方面，隨著企業數字化轉型的深入，企業信息披露的數量和質量得以提升，企業與利益相關者之間的信息不對稱得到有效緩解，使得信息的傳遞優勢轉換為促進企業綠色創新的監督優勢；另一方面，數字化轉型增強企業多元化信息的獲取能力，促進信息的資源優勢作用于綠色創新研發的各個階段。基于此，本文從信息的傳遞效應和資源效應視角，分析數字化轉型對企業綠色創新的影響并提出研究假說，以我國A 股2009—2020 年上市公司為研究樣本，進行實證分析以驗證本文提出的研究假說，再進行異質性分析和經濟后果檢驗，最后總結研究結論并提出相應政策建議。

一、相關文獻綜述與研究假說提出

（一）相關文獻綜述

現有關于數字化轉型經濟后果的研究主要體現在生產活動、銷售活動、管理模式等方面。其中，生產活動方面，數字化轉型可以通過實現服務業和制造業的“兩業融合”、優化人力資本結構、提升企業創新能力、改變創新模式提高企業全要素生產率［9-10］。銷售活動方面，企業數字化轉型可拓寬銷售渠道，改變原有的銷售模式［11-12］；同時強化信息在企業銷售活動中的作用：一方面借助數據信息實現精準營銷與推廣、智能配送，從而提高銷售效率，降低銷售成本；另一方面滿足客戶個性化需求并提供銷售終端的智能化服務，從而在供應鏈末端形成額外的價值附加［13-14］。管理模式方面，數字化轉型改變現有的組織結構和組織文化，提高企業在競爭環境中的組織敏捷性［15-16］，通過緩解信息不對稱從而發揮監督與治理作用［17］。

綜觀綠色創新的研究，已有文獻基于利益相關者理論和制度理論對綠色創新的外部驅動因素進行研究，認為企業的綠色創新行為主要受環境規制以及政府、競爭者、CSR 投資者、媒體等利益相關者的行為影響［18-20］。關于綠色創新內部驅動因素，學者們基于自然資源觀，認為綠色創新驅動因素體現于企業應對外部環境壓力和滿足外部綠色需求的資源能力。具體地，企業綠色創新的內部驅動因素分為兩類：企業綠色導向和綠色能力。其中，綠色導向是指企業對環境保護承諾的內在價值和倫理標準，包括企業高管的環境意識、行為意向、企業戰略和企業文化等［21-22］；綠色能力是指企業實施綠色戰略的能力或資源，包括融資能力、技術能力、組織激勵、人力資源、公司治理能力等［23-24］。

現有關于數字經濟與企業綠色創新之間關系的文獻，從研究視角來看，主要分為宏觀城市層面和微觀企業層面。就宏觀城市層面而言，重點研究數字經濟對綠色創新的影響［25-26］，其中的作用機制包括區域層面的經濟開放度、產業結構和市場機會［27］，公司層面的內部控制質量和融資約束［28］。就微觀企業層面而言，已有研究發現企業大數據應用［29］、工業4.0 技術運用［30］以及企業數字化轉型［31］都會對綠色創新產生影響。這些研究除了對所有上市公司進行探討外，還有個別研究以資源型企業［8］和重污染型企業［31］為研究樣本，其中的作用機制主要是數字化轉型通過提升盈余信息質量、緩解融資約束、提高技術整合能力［32］、提高企業內部的信息共享水平和知識整合效率［31］、緩解市場投資者與企業之間的信息約束［3］，從而促進企業綠色創新水平的提升。

綜上，雖然有文獻對宏觀區域層面的數字經濟發展進行了研究，認為數字經濟的發展會對企業產生區域效應或同群效應，但是企業個體之間的數字化滲入程度、應用程度和創新程度存在差異，因而基于企業層面研究數字化轉型與綠色創新的關系將更為直接。目前關于數字化轉型與綠色創新的關系研究大多基于自然資源觀，即數字化轉型通過提升企業研發水平和資金能力促進綠色創新。雖然有個別文獻涉及企業數字化轉型帶來的信息效應，但并未完整地就信息對綠色創新的作用機制展開全面的詮釋。此外，鮮有研究區分綠色創新與一般創新之間的不同，并針對我國企業綠色創新發展的痛點，挖掘數字化轉型促進綠色創新的底層機制。與一般創新相比，綠色創新具有雙重外部性特點，其更依賴于環境政策的拉動和企業利益相關者需求的拉動［33］。因此，基于利益相關者理論的外部關注和監督對于推動綠色創新具有重要作用，而數字化轉型通過提升關注與監督效應促進綠色創新在相關文獻中尚未得到充分關注。

（二）研究假說提出

企業數字化轉型經歷了信息化、數字化和智能化三個階段。我國企業信息化始于20 世紀90 年代，主要受益于信息存儲技術的發展，實現企業的信息利用與共享［34］。信息化的價值在于將數據進行存儲和分享，緩解企業管理層與股東之間的信息不對稱［35］。數字化不同于信息化之處在于，數字化基于云計算、互聯網和數據端，通過對數據的計算、分析和應用，實現信息在價值創造中的賦能，從而提升全要素生產率［36］。智能化是企業在組織結構、價值創造模式上實現全面數字化轉型后，信息這一生產要素從人為主動生產到自動迭代、生產的過程［37］。 綜上可知，企業數字化轉型會產生兩種效應：一是信息的存儲與傳輸發揮信息傳遞效應，二是信息的開發與利用發揮信息資源效應。 接下來，基于信息的傳遞效應和資源效應分析數字化轉型影響企業綠色創新的理論機制。

1.信息傳遞效應

數字化轉型通過提升企業信息披露的數量和質量發揮信息傳遞效應，緩解企業與外部利益相關者之間的信息不對稱，對企業產生“聚光燈”效應，從而促進企業綠色創新。

一方面，受限于行業內技術性人才的單一化以及行業間綠色創新知識壁壘，不少企業陷入綠色創新“有心無力”的窘境［4］，而數字化提升了信息要素的價值稟賦，促進創新知識的共享，淡化產業邊界，打破行業間技術壁壘，提高了行業的信息透明度。 同時，更高的透明度讓企業在“聚光燈”下重新審視自身的ESG行為，從而迫使企業進行綠色創新，并改善其環境表現。

另一方面，數字化轉型能夠幫助企業挖掘企業內部和市場中的多元化信息，提升企業信息披露的能力和意愿。數字化轉型程度高的企業能夠通過連接機器設備、網絡平臺等底層信息獲取接口，形成企業內部以及市場豐富的信息節點，從而獲取更多關于運營狀況、創新項目和潛在投資機會等信息，以此作為可供披露的軟信息，更為全面地展示公司未來的業績和潛在市場競爭力，進而發揮企業的信息披露優勢［38］。在更高的信息透明度和信息披露優勢下，企業會受到更強的外部監督，環境信息藏匿成本隨之也會提升，企業會為了降低或消除披露環境信息帶來的負面影響而進行綠色創新，以降低環境成本。企業在受到更多外部監督的同時，會提升在資本市場中的信息透明度及聲譽，以獲得更多的外部資金支持。 更高的信息透明度有利于降低投資者和債權人的資金成本，將信息披露優勢轉換為融資優勢，從而為企業綠色創新提供更為充足的資金，以此增強企業實施綠色創新的能力。

綜上所述，數字化轉型通過發揮信息傳遞效應促進企業綠色創新。

2.信息資源效應

數字化轉型將原有的信息符號轉化為有價值的資源，提升企業動態能力，從而促進企業綠色創新。動態能力觀認為，企業數字化轉型提升企業適應外部環境變化的能力是促進綠色創新的重要因素［39］。

首先，數字化轉型能夠挖掘更多有關企業環境的信息，從而激發企業綠色創新的動機。數字技術可以實現信息和知識的自我存儲與迭代，打破信息獲取的時空約束，顯化生產過程中的潛在環境成本。在日益重視生態環境的背景下，環境成本成為機構投資者、政府等外部利益相關者衡量企業可持續發展能力的重要指標。企業出于環境成本的考量，不得不增加綠色創新的研發投入，以改善自身的環境表現。

其次，數字化轉型提高了研發的技術可行性，為綠色創新提供了技術支撐。研發能力是企業動態能力的重要表現之一，數字技術打破了人為獲取知識的局限性，為企業在捕捉綠色機會后快速實現研發與產出提供了必要條件［40］。另外，企業數字化轉型能降低信息的轉換成本，有效整合各部門之間以及與外部創新合作伙伴之間的綠色要素，為綠色創新的實現提供知識保障。 綠色創新依賴于知識機構的先進技術、經銷商的市場信息和供應鏈上下游環境友好型技術等外部知識，知識整合能力是促進企業綠色創新的重要動態能力［33］。數字技術降低了不同行為主體之間的信息轉換成本，使得創新主體之間的信息交流與合作更為便利，從而提升綠色創新的能力。

最后，數字化轉型提升企業風險評估能力，為綠色創新的實施與市場化提供保障。 由于綠色創新具有回收期長、雙重外部性和收益難以量化等特點，風險評估能力成為影響綠色創新實施和市場化、保障企業風險適配的重要因素。數字化轉型有助于企業形成一個基于數據挖掘、分析和應用的全新治理體系，不僅提高企業對市場前景、技術環境及可行性等因素的評估準確性，而且通過模擬和優化不同的綠色投資方案，幫助企業更加清楚地了解各種綠色投入決策的收益和風險的分布情況，為企業綠色創新的研發投入提供風險保障。

綜上所述，數字化轉型通過發揮信息資源效應促進企業綠色創新。

由此可見，企業數字化轉型的程度越高，越能發揮信息傳遞效應和信息資源效應，從而提升企業綠色創新水平。 鑒于此，提出如下假說：

假說1：數字化轉型會提升企業綠色創新水平。

假說2：數字化轉型通過信息傳遞效應促進企業綠色創新水平的提升。

假說3：數字化轉型通過信息資源效應促進企業綠色創新水平的提升。

二、研究設計

（一）數據來源與選擇

本文選取2009—2020 年中國A 股上市公司作為樣本。為了避免2008 年全球金融危機對企業數字化轉型和綠色創新決策的影響，故選擇2009 年為起始年份；考慮到研究變量數據的可獲得性，樣本時間截至2020 年。對樣本進行如下處理：剔除金融行業和房地產行業；剔除*ST 和ST 上市公司；剔除數據缺失的樣本；剔除樣本期間上市時間不足一年的樣本；對連續變量在1%和99%分位數上進行Winsorize處理以消除極端值的影響。 最終，獲得21 252個公司—年度觀測值，數據均來自CSMAR 數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業綠色創新

本文構建三個綠色創新指標，分別為綠色創新數量（GI_quantity）、綠色創新質量（GI_quality）和綠色創新效率（GI_efficiency）。目前對綠色創新數量的衡量主要是基于一年內專利申請或授權的數量。考慮到綠色專利授權需要3—5 年的時間，本文使用綠色專利申請數加1 后的自然對數度量企業當年綠色創新數量。

綠色創新質量的測度，已有文獻主要采用專利引用數量、發明型綠色專利申請數量以及專利申請到第一次被引用的時間等。本文在專利引用數量的基礎上，考慮時間因素的影響。具體而言，隨著時間推移，專利被引數量的膨脹使專利被引機會越來越大，因而無法直接比較同一專利在不同滯后期限內的被引次數，例如一項專利在2018 年被授權，那么2019 年被引用100 次和2020 年被引用100 次在創新質量上是存在差異的。對此，將專利被引用數量從授權年開始以后作移動平均，以此降低時間積累對被引數量的影響。具體公式如式（1）：

其中，Citationsj,t為專利j在t年的被引用次數，GI_qualityi,t為公司i在t年產生的所有專利的年平均被引用次數之和。

綠色創新效率指標的測度，已有文獻采用隨機前沿法（SFA）和數據包絡法（DEA）衡量研發效率，但該方法大多被用在宏觀層面的測算。 對于微觀層面的創新效率的測度，大部分學者采用創新產出和研發投入之間的比值進行測算。本文考慮到綠色創新效率是為了反映高質量綠色創新產出與研發投入的比例關系，故采用上述計算創新質量中的所有專利的年平均被引用次數之和除以企業近三年研發投入均值在資產中的占比后取自然對數，具體公式如式（2）：

其中，RNDi,t、RNDi,t-1、RNDi,t-2分別為公司i在t年、t-1 年和t-2 年的研發投入金額；Asseti,t為公司i在t年年末的總資產金額，其他變量定義同上文。

2.解釋變量：企業數字化轉型程度

數字化轉型不僅是數字技術的應用，而且要求企業具有數字化的經營理念和變革戰略。考慮到樣本公司的數量和數據可獲取性，年度報表中數字化轉型特征詞的詞頻能夠較好地刻畫企業數字化轉型的程度。數字化技術包括人工智能、區塊鏈、云計算和大數據，構成企業數字化的核心底層技術架構，也為數字化詞語的構建提供了基礎[36]。因此，參考吳非等［41］的做法，基于機器學習的方法利用Python 爬蟲技術歸集整理全部A 股上市公司的年度報告，并提取所有文本內容，計算數字化詞語在“管理層討論與分析（MDA）”中出現的頻次，并將其加總構建出企業數字化轉型程度，由于數據的“右偏”特性，對其加1 后取自然對數，用Digit表示。

3.中介變量：信息傳遞效應和信息資源效應

數字化轉型發揮的信息傳遞效應提升了企業信息透明度。分析師作為企業信息搜集和傳遞的重要媒介，對緩解所有者與經理人之間的信息不對稱和代理問題發揮了重要作用，已有文獻將分析師跟蹤數量作為外部關注度、信息透明程度和外部監督程度的代理變量［42］。本文借鑒已有研究，采用分析師跟蹤人數加1 后的自然對數衡量上市公司的信息透明程度，以此反映數字化轉型帶來的信息傳遞效應，用IE_trans表示。數字化轉型發揮的信息資源效應提升企業動態能力，直接表現為企業投入的研發資金增長，從而提升綠色創新的產出。 因此，選取研發投入衡量數字化轉型帶來的信息資源效應，具體采用當期年報中研發投入的金額加1 后的自然對數度量，用IE_resource表示。

4.控制變量（Control）

考慮到影響綠色創新的其他因素，借鑒Del 等［33］，本文選取可能對企業綠色創新產生影響的因素作為控制變量。具體變量詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型構建

1.基準回歸模型

為研究企業數字化轉型與綠色創新之間的關系，本文構建模型（3）：

其中，GIi,t是企業i在t年的綠色創新相關指標；Digiti,t-1是企業i在t-1 年的數字化轉型程度；∑Controli,t是企業i在t年的各項控制變量；εi,t是隨機擾動項；同時，本文控制了年度固定效應和公司固定效應。

2.中介效應模型

借鑒溫忠麟等［43］的研究，在模型（3）的基礎上構建模型（4）和（5）進行中介效應檢驗，其中模型（4）是檢驗數字化程度對中介變量的影響；模型（5）是在模型（3）的基礎上加入中介變量。

其中，Mediatingi，t是企業i在t年的中介變量相關指標；其他變量定義同模型（3）。若模型（4）中數字化轉型的回歸系數顯著，且模型（5）中介變量的回歸系數顯著，則說明中介效應存在。

（四）描述性統計

變量的描述性統計結果如表2（下頁）所示，綠色創新數量（GI_quantity）的均值為0.758，標準差為1.089；綠色創新質量（GI_quality）的均值為0.300，標準差為0.684；綠色創新效率（GI_efficiency）的均值為0.952，標準差為1.846。這說明樣本的綠色創新數量、質量和效率都存在較大差異，其中綠色創新效率的極值最大，說明不同企業的綠色創新效率相差較大。 數字化轉型程度（Digit）的均值為0.973，標準差為1.266，最大值為4.754，說明企業之間存在一定的差異且整體具有較大提升空間。控制變量的描述性統計結果基本上與已有研究保持一致。

表2 變量描述性統計

三、實證結果分析

（一）基準回歸結果

基準回歸結果如表3（下頁）所示，Digit與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.022、0.039、0.086，均在1%的水平下顯著，假說1 得到驗證。以上結果表明，數字化轉型能夠提升綠色創新的數量，同時幫助企業打破綠色創新的“二元悖論”，提升企業綠色創新的質量和效率。

表3 基準回歸結果

張澤南等［32］在控制行業和年份固定效應后發現數字化轉型能提升綠色創新的數量。本文在控制了更為嚴格的公司個體固定效應和年份固定效應后發現數字化轉型對綠色專利申請數有顯著提升作用，與已有研究相符；同時本文檢驗了數字化轉型對綠色創新質量和效率的影響，發現數字化轉型程度越高，企業的綠色創新質量和效率也越高，拓展了現有文獻對綠色創新的研究范疇。

（二）內生性檢驗

1.Heckman 兩階段回歸

由于綠色專利本身的特殊性，往往進行綠色創新的企業大多為重污染型企業或科創企業，因而本文研究可能存在樣本自選擇偏差。為解決這一問題，本文使用Heckman 兩階段模型進行實證檢驗。具體而言，在第一階段以“企業是否進行綠色創新”作為被解釋變量進行Probit 回歸；在第二階段將第一階段估計得到的逆米爾斯比（IMR）加入模型中進行回歸。回歸結果如表4（下頁）所示，列（1）為第一階段回歸結果，Digit與企業是否進行綠色創新（DGI）之間的回歸系數為0.089，在1%水平下顯著，說明數字化轉型能夠提高企業綠色創新的概率。列（2）—（4）為第二階段回歸，Digit與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.109、0.108、0.235，均在1%水平下顯著，說明在考慮自選擇偏差這一內生性問題后，研究結果依然成立。

表4 Heckman 兩階段模型回歸

2.工具變量法

考慮到可能存在同時影響數字化轉型與綠色創新的因素，本文采用工具變量法緩解這一內生性問題。借鑒孫偉增和郭冬梅［44］的研究，使用各城市1984 年每百人郵局數量與上一年全國信息服務技術收入的交互項，作為企業數字化轉型的工具變量（Digit_IV）。表5（下頁）列（1）為第一階段工具變量對解釋變量（數字化轉型程度）的影響，回歸系數為0.008，在1%水平下顯著，滿足工具變量相關性假設。 列（2）—（4）檢驗了Digit_IV作為工具變量后數字化轉型對企業綠色創新數量、質量和效率的影響，可以發現Digit與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.392、0.432、0.766，分別在5%、1%和10%水平下顯著。此外，Kleibergen-Paap rk LM 統計量為25.337，在1%的水平下拒絕工具變量識別不足的原假設；Cragg-Donald Wald F 統計量為25.340，大于Stock-Yogo 弱工具變量識別檢驗在10%顯著性水平下的臨界值（16.38），拒絕弱工具變量的原假設，該結果意味著本文所選取的工具變量是合理的。上述結果表明在利用工具變量解決內生性問題后，數字化轉型程度的提高依然能夠顯著提升企業綠色創新的數量、質量和效率。

表5 工具變量檢驗結果

3.PSM-DID 檢驗

考慮到企業綠色創新水平的提升可能并不是企業數字化轉型帶來的，而是由公司背景、業務特征等決定的，為解決該內生性問題，本文通過構造多期雙重差分模型考察數字化轉型對企業綠色創新的影響，具體實施步驟如下：第一，將企業披露的數字化詞頻第一次進入當年樣本公司的前25%視為一次沖擊事件，進入當年及之后年份Post取值為1，否則為0；第二，為了使得檢驗接近準自然實驗近似隨機，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行1∶1 近鄰匹配，使得處理組樣本匹配到特定的控制組樣本；第三，對匹配后的樣本進行回歸，結果如表6（下頁）所示。列（1）—（3）分別是數字化轉型對企業綠色創新數量、質量和效率的影響，Digit_Post與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.053、0.041 和0.148，均在5%的水平下顯著，結論與基準回歸保持一致。

表6 PSM-DID 檢驗結果

（三）穩健性檢驗

為了保證研究結果的可靠性，本文還進行以下穩健性檢驗①受篇幅所限，穩健性檢驗結果未在文中報告。若有需要，可聯系作者索取。。

1.去除異方差

考慮到數據可能存在異方差，本文使用穩健標準誤以去除異方差對回歸結果的影響。 結果發現，數字化轉型與綠色創新數量、綠色創新質量和綠色創新效率之間的回歸系數分別在5%、1%和1%水平下顯著，說明排除異方差的影響后，數字化轉型依然會促進企業綠色創新。

2.去除自相關影響

由于企業進行綠色創新可能依賴于前期的創新成果，具有路徑依賴效應，數據上容易產生自相關問題，因而本文在主回歸模型中加入被解釋變量的滯后項以去除自相關的影響。結果發現，數字化轉型與綠色創新數量、綠色創新質量和綠色創新效率之間的回歸系數均在1%水平下顯著，說明排除路徑依賴效應的影響后，數字化轉型依然會促進企業綠色創新。

3.替換被解釋變量

考慮到變量度量的可靠性，采用綠色創新專利授權數加1 后的自然對數度量綠色創新數量，采用各年度綠色專利被引用量加1 后的自然對數度量創新質量，創新效率的替代性度量是將主回歸中計算創新效率中的資產替換為銷售費用和管理費用之和，對基準回歸模型重新進行檢驗。 結果發現，數字化轉型與綠色創新數量、綠色創新質量和綠色創新效率之間的回歸系數均在1%水平下顯著，說明在考慮變量度量方式的影響后，數字化轉型依然會促進企業綠色創新。

（四）作用機制檢驗

1.信息傳遞效應檢驗

在基準回歸的基礎上，采用中介效應模型（4）和（5），檢驗信息傳遞效應在數字化轉型與綠色創新之間的中介效應，結果如表7 所示。列（1）為數字化轉型對分析師關注的影響，發現Digit與IE_trans之間的回歸系數為0.069，在1%水平下顯著，說明數字化轉型程度的提高能夠有效提升企業的信息透明度，從而獲得更多的外部關注。 列（2）—（4）分別為數字化轉型程度和分析師關注度對綠色創新數量、質量和效率的影響，其中中介變量IE_trans與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.044、0.030 和0.079，均在1%水平下顯著，且通過Sobel 檢驗，說明數字化轉型能夠有效提升分析師關注度，通過發揮信息傳遞效應促進企業綠色創新數量、質量和效率的提升，假說2 得以驗證。

表7 信息傳遞效應檢驗

2.信息資源效應檢驗

采用中介效應模型（4）和（5），檢驗信息資源效應在數字化轉型與綠色創新之間的中介效應，結果如表8（下頁）所示。列（1）為數字化轉型程度對企業研發投入的影響，可以發現Digit與IE_resource之間的回歸系數為0.085，在10%水平下顯著，說明數字化轉型程度的提高能夠有效提升企業研發投入水平。列（2）—（4）檢驗了數字化轉型程度和研發投入分別對綠色創新數量、質量和效率的影響，其中中介變量IE_resource與GI_quantity、GI_quality、GI_efficiency之間的回歸系數分別為0.011、0.005、0.045，均在1%水平下顯著，均通過Sobel 檢驗，說明數字化轉型能夠增加企業研發投入，通過發揮信息資源效應促進綠色創新數量、質量和效率的提升，假說3 得以驗證。

表8 信息資源效應檢驗

（五）異質性檢驗

1.信息透明度的異質性分析

為進一步檢驗數字化轉型的信息傳遞效應機制，本文考察數字化轉型在不同信息透明度下的異質性。 參考Kim 等［45］，選取KV 指數衡量企業的信息透明度，其值越大，信息透明度越低。根據年度行業均值將樣本分為兩組，高于年度行業均值的樣本劃分為信息透明度較低組，反之為透明度較高組。結果如表9（下頁）所示，列（1）—（2）分別檢驗了數字化轉型程度在高KV、低KV 樣本中對綠色創新數量的影響，可以發現Digit與GI_quantity之間的回歸系數在高KV 樣本中為0.028，在1%水平下顯著；在低KV 樣本中為0.017，在10%水平下顯著。 同時，對Digit在兩組中的系數進行Chow 檢驗，P 值為0.017，即Digit的回歸系數在兩組中具有顯著性差異，說明數字化轉型在高KV 組中更能提升綠色創新數量。 列（3）—（6）分別檢驗了數字化轉型程度在高KV、低KV 樣本中對綠色創新質量和效率的影響，同理可知數字化轉型在高KV 組中更能提升綠色創新質量和效率。 綜上所述，數字化轉型在信息透明度較低的樣本中更能發揮信息傳遞效應，這不僅揭示了在信息透明度不同的樣本中數字化轉型程度對綠色創新的影響差異，而且進一步驗證了數字化轉型通過信息傳遞效應促進企業綠色創新的假說。

表9 信息透明度的異質性檢驗

2.不同類型城市的異質性分析

為進一步檢驗數字化轉型的信息資源效應機制，本文考察數字化轉型在不同類型城市的異質性。企業所處的信息環境基礎存在差異，而信息基礎設施建設為企業數字化轉型效應的發揮提供重要支撐作用。 鑒于此，本文根據中國信息通信研究院發布的《中國城市數字經濟指數藍皮書（2021）》中對數字經濟城市等級的劃分標準將企業樣本劃分為數字經濟一線城市樣本和其他城市樣本①數字經濟一線城市包含上海、深圳、北京、成都、杭州、廣州6 個城市，以及47 個數字經濟新一線城市。，分別考察數字化轉型在不同類型城市發揮的異質性作用。結果如表10 所示。 其中，列（1）—（2）分別檢驗數字化轉型在數字經濟一線城市和其他城市樣本中對綠色創新數量的影響，可以發現Digit與GI_quantity之間的回歸系數在數字經濟一線城市樣本中為0.025，在1%水平下顯著；在其他城市樣本中回歸系數在統計上不顯著；同時，對Digit在兩組中的系數進行Chow 檢驗，P 值為0.000，即Digit在兩組中的系數具有顯著性差異，說明數字化轉型在位于數字經濟一線城市的企業中更能提升綠色創新數量。列（3）—（6）分別檢驗數字化轉型在數字經濟一線城市和其他城市樣本中對綠色創新質量和效率的影響，同理可知在位于數字經濟一線城市的企業中，數字化轉型更能提升綠色創新質量和效率。綜上所述，數字化轉型在信息環境基礎較好的樣本中更能發揮信息資源效應。

表10 不同類型城市的異質性檢驗

四、進一步分析

由前文的分析可知，數字化轉型有助于綠色創新水平的提升，從目前綠色創新的經濟后果研究來看，綠色創新能夠為企業帶來經濟效益，是企業獲得持續競爭優勢、提升企業價值的內在動力。在此，本文進一步檢驗數字化轉型對綠色創新的促進作用是否會提升未來財務績效。

本文分別選取了未來三年的銷售收入加總和未來三年凈利潤加總后取自然對數作為被解釋變量，結果發現，GI_quantity、GI_quality和GI_efficiency與未來三年銷售收入之間的回歸系數分別為0.058、0.064 和0.014，均在1%水平下顯著；與未來三年凈利潤之間的回歸系數分別為0.103、0.113 和0.012，均在1%水平下顯著①受篇幅所限，經濟后果檢驗結果未在文中報告。若有需要，可聯系作者索取。。由此可知，數字化轉型帶動綠色創新數量、質量和效率的提升，不僅會增加銷售收入，而且能夠促進未來凈利潤的提升。

五、研究結論與政策建議

本文以我國A 股上市公司2009—2020 年的數據為研究樣本，考察數字化轉型對企業綠色創新的影響。本文將數字化轉型帶來的信息效應歸納為信息的傳遞效應和資源效應，不僅考察數字化轉型通過提高企業信息透明度、強化利益相關者監督而發揮的信息傳遞效應，而且探究企業數字化轉型帶來的信息在研發過程中發揮的資源效應。同時，考慮到綠色創新可能存在逐量舍質的“二元悖論”問題，不僅檢驗數字化轉型對綠色創新數量的影響，而且檢驗數字化轉型對綠色創新質量和效率的影響。研究發現，數字化轉型不僅能提升綠色創新的數量，而且能有效提升企業綠色創新的質量和效率。機制分析表明，數字化轉型能夠發揮信息的傳遞效應和資源效應，從而促進企業綠色創新。異質性分析表明，對于信息透明度較低、處于數字經濟一線城市的企業，數字化轉型對綠色創新具有更強的促進作用。經濟后果檢驗發現，數字化轉型對企業綠色創新的促進作用能夠帶來未來財務績效的提升。

根據上述研究結果，提出以下政策建議：

第一，加快推進企業數字化轉型進程，消除綠色發展的信息壁壘，推動經濟可持續發展。就政府而言，需制定長期發展規劃和信息政策，完善數字經濟相關的基礎設施，夯實信息傳遞的設施基礎。同時，應繼續落實“互聯網+”的政府數據開放政策，實現企業環境治理與政府治理的信息共享，助力經濟綠色發展。就企業而言，應借助數字技術挖掘更多潛在機會，消除與市場之間的信息壁壘。依托數字技術披露更多軟信息，將信息優勢轉化為資源優勢，從而賦能綠色創新。

第二，鑒于數字化轉型促進綠色創新依托于信息資源效應的機制，企業應充分發揮信息資源的綠色價值。特別是對于自身信息利用效率不高的企業，應不斷完善自身的信息管理系統，將數字技術融于研發過程和決策評估，以此提升企業的綠色創新效率。 例如，重污染企業可以將數字技術應用于環境監測，以發現潛在的環境成本，從而更為合理地評估綠色創新的必要性。 除數字化技術應用層面外，企業還需深入實施數字化戰略，以此形成戰略層面的綠色競爭優勢，助力綠色價值的提升。

第三，完善企業綠色考核方式，為實現綠色轉型提供保障。在環境績效、綠色創新數量作為企業環境表現考核的基礎之上，可以考慮增加如綠色創新質量和綠色創新效率等考核方式，以此緩解企業綠色創新逐量舍質的“二元悖論”問題，推動綠色發展質量的提升。同時，積極引導資本市場對企業績效進行多維度評價，避免出現財務績效單一考核的問題，幫助科技型企業將數字優勢、信息優勢轉化為資源優勢，以激發這些企業的創新意愿和知識外溢效應，助力經濟社會發展全面綠色轉型。Reform