企業數字化轉型會促進綠色技術創新嗎？
——基于文本分析方法的經驗證據

高智林，譚文浩

(1.安徽師范大學經濟管理學院，安徽 蕪湖 241002；2.南京財經大學會計學院，江蘇 南京 210023)

一、引 言

黨的十九大報告指出，要“加快發展先進制造業，推動互聯網、大數據、云計算、區塊鏈、人工智能等新興數字技術與實體經濟深度融合發展和良性交互賦能”。習近平總書記明確指出，要做強做優做大我國數字經濟，使其成為重組全球要素資源、重塑全球經濟結構、改變全球競爭格局的關鍵力量。數字經濟已成為引領我國經濟高質量發展的核心引擎[1]。我國數字經濟核心產業增加值在GDP中的占比持續增長，目前我國的數字經濟總量規模位居世界第二。就微觀企業而言，數字化轉型為企業注入了新的發展動能，這一趨勢正逐步體現在企業的具體生產實踐中[2]，數字化轉型不僅能幫助企業克服創新障礙，提升創新能力[3]，而且已經成為改造提升傳統動能、培育發展新動能的重要手段[4]，是實現企業可持續發展、提升核心競爭力的新源泉。

《中國數字經濟發展與就業白皮書(2019年)》中提到，促進數字經濟與實體經濟深度融合，數字化轉型就是要將產業和數字技術全面融合，以此推動資源優化配置以及重組業務流程，提高經濟運行效率。企業數字化轉型是利用新興技術賦能傳統產業轉型升級的過程[5]，這一過程涉及企業與數字技術的全面融合，從而導致商業模式、業務流程與組織結構的改變，此外，還重塑企業的愿景、戰略和企業文化，并幫助企業進入新的市場[6][7]，具有跨界融合、重塑結構、創新驅動和聯結廣泛的特征，企業數字化轉型以新一輪產業升級為前提，以政府政策為催化劑，以新技術變革為實現基礎，不僅標志著企業實現了數字技術和生產效能的深度融合，還標志著企業建立了從傳統制造向數字經濟邁進的革新體系[8]。

綠色技術創新是實現“雙碳目標”的重要路徑，能夠實現綠色發展和創新發展的有機融合。2021年3月，國家“十四五”規劃明確指出要大力發展綠色技術創新，推進重點行業和重要領域的綠色轉型升級，從而催生新產業、新業態、新模式。黨的二十大報告強調，要推動綠色發展，加快綠色轉型，發展綠色低碳產業。企業綠色技術創新是實現綠色發展和社會綠色轉型的關鍵基礎，積極發展綠色技術創新有利于企業的轉型升級和經濟的可持續發展，同時也響應了我國經濟發展從高速度轉向高質量的號召。面對經濟環境的不確定性，企業需要不斷進行戰略調整，并實施數字化戰略以推動自身的高質量發展，并加大綠色技術創新投入。企業綠色技術創新主要受政府、市場、企業三個要素的影響，現有研究大多從宏觀產業層面分析對綠色技術創新的影響，主要涉及戰略、技術、市場層面以及政府干預、財政補貼、產業集群、市場信息對稱程度、資金約束等因素[9][10][11]。然而，現有研究往往忽略了企業數字化轉型可能帶來的影響。企業綠色技術創新行為有不確定性，具有獨特的風險與收益特征，且在融資過程中普遍受財政金融政策、信息不對稱等因素的制約。基于此，探討企業數字化轉型是否對企業綠色技術創新水平有推進作用，將有助于揭示企業數字化轉型影響綠色技術創新的內在機制，從而為我國數字經濟高質量發展提供新型、可靠的理論依據。

作為宏觀經濟的微觀主體，企業承載著宏觀數字經濟發展與轉型的重要功能，數字化轉型是企業進行戰略轉型的必要選擇。在實現“雙碳目標”和“雙輪創新驅動”的背景下，企業數字化轉型是否會推進綠色技術創新策略的實施，從而緩解當前企業面臨的綠色技術創新困境？企業數字化轉型作用于綠色技術創新的微觀路徑是什么？對這些問題的回答有助于正確評價企業數字化轉型的內在服務化動能，深入理解數字化改革推動制造業企業高質量成長的創新動力。

本文可能的貢獻如下：(1)提供企業綠色技術創新影響因素的新視角，豐富相關理論成果。現有對企業綠色技術創新影響機理的研究多集中在宏觀政策層面，本文以企業數字化轉型為切入點，通過搜集獨特的企業綠色技術創新數據，從微觀層面揭示企業綠色發展轉型和綠色技術進步的影響因素。(2)有助于拓展企業數字化轉型實踐路徑的研究。本文以企業綠色技術創新為切入點，深入剖析數字化轉型的經濟驅動力量，厘清企業數字化轉型對企業綠色技術創新的多維度作用機理、影響途徑和異質性分析，揭示企業數字化轉型與綠色可持續發展相兼容的路徑，能夠為眾多企業主體實施數字化轉型以及綠色創新實踐提供決策依據，也為政府相關部門的政策制定提供參考建議。(3)重新構建企業數字化轉型的度量指標。本文運用Python技術對企業年報有關于“數字化轉型”標識詞進行定位和提取，將其詞頻作為企業數字化轉型的衡量指標。探討制造業企業的數字化轉型對企業綠色技術創新的影響機制，為推動我國制造業整體的全面綠色轉型升級提供經驗借鑒。一方面為制造業企業如何在綠色技術創新中實現“華麗轉型”以及達成“碳達峰”“碳中和”目標提供經驗參考，另一方面也為在“創新驅動、綠色發展”戰略方針引領下我國數字經濟的高質量發展提供合理建議及決策依據。

二、理論分析與研究假設

企業數字化轉型就是企業與數字技術全面融合，利用大數據、物聯網、云計算、區塊鏈、人工智能等數字技術對其經營方式、業務流程、組織結構等重新進行調整和設計，以完成企業轉型升級和產業融合，并推動企業未來可持續發展[12][13]。

(一)企業數字化轉型與綠色技術創新

自然資源基礎觀(NRBV)認為，未來企業的可持續競爭力導向必然是要依賴于企業本身對環境可持續發展的推動效能和可運用資本，全面覆蓋企業綠色創新型管理、研發、生產及營銷等各個環節。企業擁有的異質性資源決定了企業創新的差異優勢。綠色創新不同維度的資源效力都會對企業綠色技術創新水平產生不同程度的波動效應，包括但不限于人力資源、財力資源、物力資源、知識資源、技術資源。其中，技術資源是企業綠色創新發展的核心要素，主要指企業購買綠色技術、升級已有技術，能夠獨立實現技術革新的能力[14]。

在數智化時代，大數據、物聯網、云計算、區塊鏈、人工智能等技術已逐漸融入企業現有的業務經營及決策中，數字化轉型與企業綠色技術創新之間相互賦能，通過技術賦能來升級并拓展企業綠色創新的技術資源，進一步推動企業綠色技術創新發展水平。首先，企業數字化轉型對識別和整合海量的信息和數據有著積極的推動作用，有助于提升企業信息溝通和信息傳輸效率，此外，還有助于提高企業在內外部信息挖掘、分析、整合、共享能力。同時，數字化轉型還有助于降低市場信息不對稱等因素，降低企業的經營風險，提高公司治理水平，從而提升企業綠色技術創新水平[15][16]。其次，數字技術在企業層面的應用能夠拓展綠色技術創新資源的配置范圍，通過虛擬集聚等方式降低技術門檻和接入成本，激勵企業大力開展聯合技術創新，提振企業的技術創新動能，使得技術復制和模仿的速度不斷加快，增強企業改進現有技術并完成綠色技術創新的動力[17]，進而優化企業的綠色創新技術資源。因此，企業數字化轉型加速了數字經濟和傳統行業的融合，可以利用開發企業綠色技術創新的技術資源新通道來升級企業的綠色技術水平，進一步推動企業綠色技術創新的發展。由此提出假設：

H1：企業數字化轉型和綠色技術創新呈正相關關系。

(二)綠色技術創新活動中企業數字化轉型的異質性分析

由于企業在資源獲取、管理風格、公司治理等方面存在較大差異，不同產權屬性的企業設立的發展目標、追求目標和激勵目標會有明顯不同[18]。實施數字化轉型的企業由于符合國家方針政策，更容易得到政府部門的支持，獲取更多的資源和享受更多的優惠政策，這增強了投資者對企業形成較高的正面預期，提高了資本市場對企業的整體評價。

在數字化轉型過程中，首先，國有企業和大型企業作為國民經濟發展的中堅力量，需要承擔更多的社會責任，因此更傾向于主動把握數字經濟的歷史機遇，進行數字化轉型。其次，國有企業和大型企業規模較大、組織層級較多、等級制度壓抑、組織結構僵化[3]，而數字化轉型能夠帶來內部組織管理變革，有助于減輕國有企業和大型企業在這些方面的不足。而非國有企業和中小企業則會更單純地追求經濟目標，需要考慮數字化轉型成本與風險等問題，在數字化轉型過程中可能會面臨認識分歧、數字技術與業務場景切入等困難，面臨的創新環境約束更為嚴峻，實施數字化轉型相對較難。

現階段，國有企業和大型企業內外部資源相對豐富，它們為地方政府承擔了“政策性負擔”，從而比較容易獲得額外的資源傾斜，因此更加主動地進行數字化轉型[17]。尤其是，在當前國家出臺的有關數字化轉型激勵政策下，國有企業和大型企業進行數字化轉型的動力更足，從而促使其在數字化轉型過程中更好地發揮數字化轉型帶來的效應。由此，數字化轉型帶給國有企業和大型企業的綠色技術創新效率提升可能比非國有企業和中小企業更大。根據以上分析，提出假設：

H2：企業數字化轉型對綠色技術創新發展的推動效應在國有企業和大型企業中更強。

(三)企業數字化轉型對綠色技術創新的影響機制

數字經濟化不僅在信息透明度方面發揮作用，還在降低企業代理成本、減輕融資約束程度方面有所貢獻，從而顯著提升了企業資源獲取技術，推動企業綠色技術創新的發展。資源依賴理論認為，企業需要從周圍環境中獲取資源，以維持其生存和發展，優化配置內外部資源并將其投入企業內部創新活動，是提升企業競爭優勢的前提和關鍵[19]。企業綠色技術創新是一項系統的價值創造過程，企業面臨的融資約束和融資成本會抑制企業自身研發[20]，而持續穩定的資金流入能夠有效緩解企業的融資約束，及時獲取和配置財務資源，進一步激發企業綠色技術創新活動的意愿和能力，是保證企業持續價值創造必不可少的因素。

第一，企業數字化具有信息共享效應。數字技術提高信息的可利用程度[2]，提高企業處理和挖掘數據的能力，企業數字化轉型直接提升企業信息披露的數量和質量，提高企業內外部信息的傳導效率，從而緩解信息不對稱問題。企業數字化能夠加速各類信息在組織結構中的傳輸和回饋，推動企業業務流程更加透明化[5]，形成內部資源的集成和互補性創新[21]。同時，企業數字化有利于促進企業內外部環境和資源相關信息的交流與共享，提升投資者獲得信息的數量和質量，緩解內外部信息不對稱程度，向外界傳遞其對數字化變革的信心，吸引更多的外部優質資源投入，優化綠色創新技術資源，從而激勵企業進行綠色技術創新活動。

第二，企業數字化具有公司治理效應。實施數字化轉型的企業也是資本市場的熱點，由于股東和管理層之間存在著明顯的代理沖突，這可能會對企業價值帶來負面影響。因此，管理層在企業數字化轉型進程中會有強烈愿望提高信息披露質量，以緩解信息不對稱，并加強企業內外部的監督機制。數字化轉型可以從股東和管理層關系的轉變出發，有效抑制管理層可能存在的機會主義行為，從而降低企業代理成本[22][23]，減少管理者的非理性決策行為[24]，幫助企業獲取更多的資金支持，提升企業投融資效率，并提高企業資源獲取能力。在數字化轉型的過程中，企業的人力資本能夠得到不斷升級，公司的治理能力也能夠得到持續提升[25]。數字技術的應用為企業的投資者、媒體、分析師提供了分析和監督企業的有效平臺，從而拓展了外部利益相關者的監督渠道，有效減少了企業內部代理問題，推動企業綠色技術創新水平。

綜上所述，企業數字化轉型可以使企業及時建立大數據平臺，實現信息有效共享和交流，提高公司治理水平，并保證企業綠色技術創新價值鏈的持續和完整，從而進一步推動企業綠色技術創新發展。基于上述分析，提出假設：

H3：企業數字化轉型實現的信息有效共享和公司治理水平提升推動企業綠色技術創新發展。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

由于企業綠色技術創新活動主要集中于制造業，本研究在行業篩選時剔除商品流通、金融業、房地產、交通運輸等服務行業，并剔除ST、*ST、PT以及當年度進行IPO的公司。由于企業將數字技術應用于企業價值創造活動大致發生在2013年以后，并且“大數據”在2014年首次被寫入政府工作報告中，為確保篩選的準確性，本文選取2014—2021年滬深兩市A 股制造業上市公司綠色專利申請數據為研究樣本。篩選過程如下：(1)以CNRDS數據庫和CSMAR數據庫中的上市公司專利申請數量為基準，通過國家知識產權局的專利檢索及分析服務平臺查詢企業專利對應的知識產權分類號(IPC)；(2)將獲取到的IPC號與世界知識產權組織(WIPO)公布的國際綠色專利分類庫中的IPC號進行匹配，剔除非綠色專利申請；(3)計算公司每年的綠色專利申請數量。

關于數字化轉型指標，參考吳非等(2021)[2]、袁淳等(2021)[4]、趙宸宇(2021)[17]的研究，構建企業數字化轉型的關鍵詞詞典。以國家政策語義體系和數字化轉型關鍵詞表為基礎，查閱了國家層面數字經濟相關的政策文件，最終得到數字化轉型術語關鍵詞表(1)限于篇幅，關鍵詞表未列示，作者備索。。然后，基于Python軟件的文本分析功能統計相關關鍵詞在年度財務報告經營情況分析部分的披露頻次，并使用熵值法的客觀賦權構建出制造業上市公司的數字化轉型評價指數。另外，對所有連續變量進行1%的縮尾處理，經篩選，得到2014—2021年2444家上市公司的14174個公司年度樣本。

(二)變量定義

1.解釋變量：企業數字化轉型(Digital)

參考吳非等(2021)[2]及趙宸宇(2021)[17]的研究，運用文本分析技術對有關數字化轉型的關鍵詞進行定位和識別，將其出現詞頻作為構建企業數字化轉型指標的指數。通過Python爬蟲技術，從網易財經、新浪財經等網站搜集并整理了A股上市公司的年報，利用Jieba分詞功能與計數功能分別對每家上市公司年報進行分詞文本分析，從而識別得出企業數字化轉型的指標。

2.被解釋變量：綠色技術創新(Green)

綠色技術創新的衡量存在創新活動本身和創新活動目標兩個層面，即綠色技術創新的衡量有兩種視角：第一種是基于投入視角，用研究與開發費用(R&D)來度量企業綠色技術創新的投入；第二種是基于產出視角，用申請專利來度量綠色技術創新的產出，包括綠色發明專利申請量、綠色實用新型專利申請量、綠色外觀設計專利申請量等[10][26]。然而，綠色技術創新是資源投入和使用效率的最終體現，只有綠色專利申請數量最能體現企業的原創性創新活動[27]，綠色專利申請量比授予量更能真實反映綠色技術創新水平[28]。本文采用綠色專利(包括綠色實用新型專利和綠色發明專利)申請量來度量企業綠色技術創新水平。為了消除綠色專利申請數據的右偏分布問題，將企業綠色專利申請數加1后再取自然對數，得到lnGreen(2)為避免上市公司兩種綠色專利申請數量之和為零，導致取對數失去意義，故將上市公司兩種綠色專利申請數之和加1后再取自然對數。。

3.控制變量

參考王守海等(2022)[24]、齊紹洲等(2018)[29]、王鋒正和陳方圓(2018)[30]的做法，在模型中控制了企業規模(Size)、成長性(Growth)、托賓Q值(Tobinq)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、經營效率(Turnover)等公司特征變量，以及董事會規模(Bsize)、董事會獨立性(Indep)、股權集中度(share)、股權制衡度(Inp)等公司治理變量。主要變量的具體定義見表1。

表1 主要變量定義

(三)實證模型構建

參考祁懷錦等(2020)[5]、王守海等(2022)[24]、齊紹洲等(2018)[29]的研究，構建基準模型如下：

Greeni，t=β0+β1Digitali，t+∑βiControli，t+∑Year+∑Industry+εi，t

(1)

在上述檢驗模型中：i表示上市企業，t表示年度；被解釋變量Green代表企業綠色技術創新的衡量指標；解釋變量Digital表示企業的數字化轉型程度，Digital數值越大，表示企業數字化程度越高；Control為一系列控制變量，另外，本文還對年份固定效應(Year)和行業固定效應(Industry)進行了控制。

四、實證結果分析

(一)描述性統計

從表2可以看出，企業綠色技術創新(Green)的均值為0.964，中值為0.693，最大值為4.727，標準差分別為1.176，說明不同樣本企業之間綠色技術創新水平存在較大差異。企業數字化轉型指標(Digital)的區間為0～92，標準差為14.430，離散程度較大，表明不同企業之間的數字化轉型程度存在顯著差異。Digital的均值為6.520，表明樣本企業的數字化轉型程度還有待提高。其他控制變量與現有研究結論基本保持一致，不再贅述。回歸模型的方差膨脹因子(VIF)為1.69，表明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的描述性統計結果

(二)假設檢驗

1.基礎模型回歸結果

表3為數字化轉型與企業綠色技術創新的回歸分析結果。本文分別進行了混合OLS、固定效應和隨機效應三種模型的回歸，具體檢驗結果如第(1)列、第(2)列和第(3)列所示。結果顯示，企業數字化轉型(Digital)的估計系數分別為0.009、0.002和0.004，分別在1%、5%、1%的置信水平上顯著正相關。可以看出，在控制了行業和年份固定效應后，企業數字化轉型與企業綠色技術創新呈顯著的正向關系，即隨著企業數字化轉型水平的提高，企業綠色技術創新能力也會增強。以上結論驗證了假設H1。

表3 基本模型回歸結果

2.異質性分析

為驗證假設H2，分別將企業數字化轉型和產權性質的交互項、企業數字化轉型和企業規模的交互項加入原先的基準回歸模型中。從表4中可以發現，數字化轉型和產權性質的交互項(Digital×Soe)在1%的置信水平上顯著，估計系數為正，這表明，國有企業在推動企業綠色技術創新發展方面的效能優于非國有企業。數字化轉型和企業規模的交互項(Digital×Size)在1%的置信水平上顯著，這表明，大型企業在完成數字化轉型后，其綠色技術創新發展效率優于中小企業。綜上所述，企業數字化轉型在推動綠色技術創新發展效能方面，國有企業和大型企業表現得更為突出。

表4 基于企業類型的異質性分析

(三)內生性檢驗

1.工具變量法

表5報告了內生性問題的檢驗結果。考慮到隨著企業綠色技術創新意識的提高，可能會助推企業本身進行數字化轉型，為排除二者之間可能存在的因果倒置問題，首先提出企業數字化轉型對綠色創新產出成果的延后性，將所有自變量采用滯后一期數據；其次，遺漏解釋變量也可能造成本文的內生性問題，企業綠色技術創新可能與一些難以量化的變量產生關系，如管理層創新能力等，因此，本文對于內生性問題的控制將使用工具變量法。參考祁懷錦等(2020)[5]的做法，采用年度行業內其他企業數字化進程均值作為工具變量。第(1)列和第(2)列報告了工具變量的回歸結果，結果顯示，企業數字化轉型程度對綠色技術創新水平的回歸系數均呈顯著正相關，說明控制內生性問題后，企業數字化轉型與企業綠色技術創新仍有顯著的正向影響，證實本文結果基本是穩健的。此外，第(3)列對內生性檢驗采取差分GMM計量方法，過度識別Hansen檢驗和殘差序列AR檢驗均表明模型通過了殘差序列相關與二階序列不相關檢驗以及工具變量有效性檢驗，檢驗結果表明，在排除內生性問題的干擾后，結果仍然支持本文相關假設。

表5 工具變量回歸檢驗結果

2.Heckman兩階段檢驗

樣本自選擇問題可能會對結果產生影響，為了稀釋這種可能存在的內生性影響，參考姜英兵等(2022)[31]的做法，本文將采用Heckman兩階段模型進行控制。Heckman第一階段的Probit回歸模型中首先設置企業數字化轉型的虛擬變量Digital_Dum，如果企業的數字化轉型程度高于中位數，則取值為1，否則為0；同時，在第一階段中加入同行業中其他企業數字化轉型的比例Other_Digital作為外生工具變量，利用此階段的回歸結果估算逆米爾斯比率(IMR)，然后將第一階段計算的IMR代入第二階段模型進行重新回歸。從表6中的第(1)列和第(2)列可以看出，即便回歸結果中Heckman第二階段中的IMR系數顯著為正，但同時Digital的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為正。上述結論揭示，控制了IMR后的回歸結果并未發生改變，企業數字化轉型與企業綠色技術創新正相關的研究結論依然穩健。

表6 Heckman兩階段檢驗結果

(四)穩健性檢驗(3)限于篇幅，穩健性檢驗的回歸結果未列示，作者備索。

1.對解釋變量企業數字化轉型重新計量

考慮到數字化轉型涉及產品數字化、流程數字化、模式數字化等多個方面，“數字化”已經融入企業的主要業務(包括生產、經營、研發、銷售和管理等)中，在穩健性檢驗中使用文本分析法重新構建制造業企業的數字化轉型指數，參考趙宸宇等(2021)[8]的方法，將關鍵詞分為數字技術應用、互聯網商業模式、智能制造和現代信息系統四個維度，重新構建企業數字化轉型指數。變量測度變更后的回歸結果與前文結論基本一致。

2.替換被解釋變量企業綠色技術創新指標

參考李慶華等(2021)[32]的做法，將綠色發明專利申請量權重賦值為0.5，綠色實用新型專利申請量權重賦值為0.3，綠色外觀設計申請量權重賦值為0.2。然后對這三個指標進行加權平均，得到新的綠色專利申請總數，再加1后取對數，得到新的企業綠色技術創新指標，對以上相關研究進行再次檢驗，結果仍然支持本文相關假設。

3.剔除研究樣本量

考慮到從2017年開始國家知識產權局修改了統計綠色專利申請量的方法，統計范圍僅僅包括已支付綠色專利申請費的綠色專利申請，這可能影響基準回歸結果的穩健性。借鑒王馨和王營(2021)[26]的做法，剔除了2017年的樣本觀測值后重新對基本模型進行估計，回歸結果依然支持本文的基本結論。

4.傾向得分匹配法

參考張永珅等(2021)[33]的方法，進行PSM配對后再重新回歸分析。該方法先計算出企業數字化轉型水平的中位數，若樣本大于中位數則取值為1，否則為0，將其他變量作為協變量分別計算傾向得分，采取1∶1近鄰匹配。匹配結果滿足傾向得分匹配的“平衡性假設”，檢驗結果依然支持了原假設。

五、進一步分析與討論

(一)信息共享效應與公司治理效應

在企業數字化轉型方向上，為了更可靠地驗證其對綠色技術創新發展的傳導機制，進一步解釋前文假設提出的信息共享效應與公司治理效應，本文進一步引入中介效應模型進行檢驗。

Mechanismi，t=β0+β1Digitali，t+∑βiControli，t+∑Year+∑Industry+εi，t

(2)

Greeni，t=β0+β1Digitali，t+β2Mechanismi，t+∑βiControli，t+∑Year+∑Industry+εi，t

(3)

其中，Mechanism表示包含兩個作用機制的變量：Information和Governance，分別代表信息共享效應和公司治理效應，其他變量定義與模型(1)一致。

首先，基于信息共享效應進行中介機制檢驗，檢驗結果見表7。從第(1)列中可以看出，企業數字化轉型對信息共享水平的回歸系數在1%的置信水平上顯著，表明數字化轉型可以顯著提高企業的信息共享水平。第(2)列結果顯示，企業數字化轉型在推動企業綠色技術創新發展具有顯著動能，第(3)列結果表明，Information的系數為-0.481，在1%的置信水平上顯著為負。該結果表明，企業數字化轉型通過提高企業信息共享能力顯著提升了企業綠色技術創新水平。對所得系數進行中介效應檢驗，所得Sobel檢驗顯示Z值為18.22，在1%的置信水平上顯著，這表明企業數字化轉型通過促進信息共享水平的提高對企業綠色技術創新產生了部分中介效應。

表7 影響機制檢驗結果

其次，基于公司治理效應進行中介機制檢驗，結果見表7。從第(4)列中可以看出，企業數字化轉型對公司治理水平的回歸系數為0.001，在1%的置信水平上顯著，表明數字化轉型對企業的公司治理水平提升有積極的推動作用。第(5)列的結果表明Governance的系數不顯著，企業數字化轉型通過促進公司治理水平的提升顯著提高了企業的綠色技術創新水平。對所得系數進行中介效應檢驗，所得Sobel檢驗顯示Z值為18.14，在1%的置信水平上顯著，這表明企業數字化轉型通過促進公司治理水平的提升對綠色技術創新產生了部分中介效應。

(二)經濟政策不確定性的調節作用

經濟環境不確定性導致企業生存與發展的壓力日益加重，而數字技術的興起為企業提供了新的發展動能，數字經濟與實體經濟的不斷融合提升了經濟發展核心競爭力。遵循這一邏輯，在經濟政策不確定性較高的時期，企業主動實施數字化轉型的意愿會更為強烈。本文首先驗證宏觀經濟環境不確定性與企業是否決定實施數字化轉型之間可能的作用機理。隨后，計算出宏觀經濟政策不確定的中位數，以此作為標準劃分出經濟政策不確定性較高組和經濟政策不確定性較低組，并重新進行分組檢驗。表8顯示了經濟政策不確定性的調節效應檢驗結果，其中第(1)列是經濟政策不確定性對企業數字化轉型意愿影響的檢驗結果，第(2)列和第(3)列是分組檢驗結果。從中可以看出，經濟政策不確定性(EPU)的回歸系數為0.001，在1%的水平上顯著為正，表明伴隨著經濟政策不確定性的上升，企業積極進行企業數字化轉型。在經濟政策不確定性較高組，數字化轉型(Digital)的回歸系數為0.012，在1%的水平上顯著為正；在經濟政策不確定性較低組，數字化轉型(Digital)的回歸系數為0.009，在1%的水平上顯著為正。 這表明在較高經濟政策不確定性下，數字化轉型對企業綠色技術創新的促進作用更加明顯。

表8 經濟政策不確定性的調節效應檢驗

(三)企業數字化轉型與綠色技術創新的經濟后果

企業轉型升級是經濟高質量發展的必由之路，也是企業技術能力、組織效率、發展模式和資源配置等全面提升的結果[34]。綠色發展是實現企業轉型升級的新動能，綠色發展水平越高，越有利于制造業企業轉型升級，同時利用新的數字技術手段提升企業的核心競爭力。參考逯東和池毅(2019)[35]以及武力超等(2021)[36]的研究，采用全要素生產率來衡量企業轉型升級。表9是檢驗結果，由第(1)列可知，企業數字化轉型與企業全要素生產率(TFP)顯著正相關，由第(3)列可知，企業數字化轉型、企業綠色技術創新與企業全要素生產率顯著正相關。該結論表明，企業數字化轉型對推動企業綠色技術創新發展有著積極的促進作用，而企業綠色技術創新在更高水平上更好地激發企業全要素生產率的提升。表9進一步報告了Sobel檢驗的結果，Sobel檢驗顯示 Z值為18.89，大于臨界值0.97，顯著為正，證明部分中介的結果成立，即企業數字化轉型能夠促進企業進行綠色技術創新從而提高企業轉型升級。

表9 數字化轉型、企業綠色技術創新與企業轉型升級的檢驗結果

六、結論與啟示

隨著數字時代的到來，數字經濟與實體經濟深度融合與廣度拓展已是大勢所趨。綠色技術創新是綠色發展和社會綠色轉型的基石，大力發展綠色技術創新有利于經濟的可持續發展，研究企業數字化轉型能否促進企業綠色技術創新對于經濟高質量發展具有重要的推動作用。本文以滬深兩市2014—2021年A股上市公司數據為樣本，深入驗證了企業數字化轉型程度和綠色技術創新水平之間的影響路徑。主要研究結論如下：企業數字化轉型與企業綠色技術創新正相關，即企業數字化轉型能夠顯著提升企業綠色技術創新水平。異質性檢驗發現，在國有企業和大型企業中，企業數字化轉型對綠色技術創新的影響更為顯著。影響機制檢驗表明，信息共享效應和公司治理效應作為數字化轉型和綠色技術創新正向關系的影響機制，產生了一定的中介效應。數字化轉型主要通過促進企業提升信息共享和公司治理水平來推動企業綠色技術創新。另外，在較高經濟政策不確定性下，企業數字化轉型對企業提升綠色技術創新水平的推動作用更為突出。企業數字化轉型能夠促進企業進行綠色技術創新，從而提高制造業企業轉型升級。

本文厘清了企業數字化轉型程度與企業綠色技術創新的關系，為探索企業數字化轉型對綠色技術創新的作用機理提供了微觀層面上的相關證據，對于促進綠色經濟可持續發展具有重要的政策啟示。研究結論支持了企業數字化轉型在綠色技術創新方面的正向推動效應，為眾多企業主體綠色創新實踐行為決策提供判斷依據，也為政府相關部門的政策制定提供一定建議：一是政府應鼓勵企業構建和完善多元化的數字化綠色創新生態，構建以數字技術為基礎的可持續發展創新體系，提振企業綠色技術創新動能。二是企業應加強數字化轉型的信息披露，提高信息披露透明度，從而促進企業綠色技術創新水平的提升。三是政府相關部門應積極并充分地做好企業數字化轉型的引導工作，通過政策的制定及頒布吸引企業更進一步完成數字化轉型，護航企業數字化轉型方向與進程，開展綠色技術創新活動。本文的研究對于我國在全球數字化浪潮下實現企業綠色轉型和“雙碳目標”具有指導意義，有利于落實雙輪創新驅動發展戰略，推動企業綠色技術創新，實現企業“華麗轉型”發展和轉型升級，同時也為我國數字經濟相關政策的制定以及經濟高質量發展提供重要的政策啟示。