一、引言与文献综述

当前，中国企业在寻求与环境“和谐共生”的有效可持续发展战略中，正面临着如何创造新的经济增长点的同时改善环境绩效的重大挑战(李维安等，2019)，而绿色技术创新则是实现企业可持续发展目标的重要战略支撑(Huang and Li, 2017)。2021年国务院印发的《2030年前碳达峰行动方案》提出，“碳达峰”行动的核心重点任务就是大力支持并加快企业绿色低碳科技创新变革，为实现“碳达峰”“碳中和”与绿色可持续发展提供重要支撑。然而，由于我国当前的制度与市场仍不够完善，这就使得企业在实施绿色创新可持续发展战略过程中面临着众多问题。一方面，企业发挥的“能动性”能够提高创新资源的优化配置效率(郭海等，2018)，而企业获取外部资源(如政府补贴与商业信用等)又很大程度上取决于其对政府制度的“遵从”，这就引发了“二元悖论”问题。另一方面，市场信息不对称是制约企业绿色转型的突出问题：首先，企业与需求方的信息不对称会导致企业盲目地进行研发投资，难以保证研发成果契合市场需求，降低了企业增加绿色研发投入的信心。其次，金融机构与企业间的信息不对称会引发融资约束问题，从而降低企业开展绿色创新活动的动机。最后，政企之间的信息不对称会增加政府对企业行为的监督成本，从而降低政府绿色优惠政策对企业绿色技术创新的支撑作用(Kaplan and Zingales, 1997)。由此，立足我国“双碳”战略目标，在环境保护与资源有限的现实约束下，深入探究新时代企业绿色创新发展的驱动因素，以实现绿色高质量发展是当前的热点议题。

近年来，以互联网、云计算和人工智能等一系列新兴信息技术为依托的数字经济，在实现经济增长(邱子迅、周亚虹，2021)、产业转型升级(肖旭、戚聿东，2019)以及降低环境污染(邓荣荣、张翱祥，2022)等方面都发挥着重要作用。国家“十四五”规划和2035年远景目标纲要明确提出，进一步将数字经济等要素作为实现碳中和目标的关键支柱，深化生产制造过程的数字化应用，赋能绿色制造。企业对碳排放数据的精准采集与可视化分析等数字技术的应用，在加速供给端减排、减少消费端碳排放和实现城市生活场景节能减排等方面的重要性日益凸显。可见，无论是政策还是实践层面，数字化转型已然成为了驱动产业优化升级以及实现绿色高质量发展的重要抓手，重新审视企业数字化与绿色发展战略的价值创造逻辑，对于构建数字化如何影响实体经济绿色转型的分析框架具有重要意义。本土和谐理论和环境库兹涅茨曲线理论的发展为深化数字化转型和绿色创新的研究与实践提供了新的思路，企业基于“和谐机制”的价值判断，就需要采取不同的绿色可持续发展措施以应对复杂动态管理环境下的生产经营模式变革与优化问题(席酉民等，2020)，从而实现绿色可持续发展。那么，数字化变革的“东风”如何赋能企业绿色创新“提质增效”以提升可持续发展绩效是当前亟须深入探究的重要现实问题。

纵观现有研究，与本文研究主题相关的文献主要有两类。一类是数字化对企业内部研发效率与技术创新的影响研究。企业数字化能够提高内部人力资本水平，降低研发成本，促进创新研发投入与研发产出效率的提升，从而增强自身技术创新能力(Smith et al., 2017)，但是由于企业的“双重套利”与“同群效应”的约束难以促进其技术创新“提质”(Matray，2021)。在不同创新类型视角方面，数字技术应用的创新效应较为广泛，主要涉及过程创新(Nambisan，2017)、模式创新(Autio et al., 2018)以及产品创新(Ghasemaghaei and Calic, 2020)等。此外，也有部分研究初步探析了数字化与绿色技术创新的关系，但尚未达成一致观点。一方面，企业对数字技术的应用能够突显出其绿色创新竞争优势(El-Kassar and Singh, 2019)，但遗憾的是他们并未针对两者之间的影响机制进行全面分析。工业信息技术更新引发的企业数字化变革，能够提高信息共享的效率并促进知识积累，从而增进企业绿色创新表现(Mubarak et al., 2021; 宋德勇等，2022)。另一方面，Li et al.(2021)的研究指出，数字技术进步会驱使企业重新购置生产设备，但在企业数字化转型过渡阶段，其为了能够迅速增加产量会加大对资源的开采和能源的损耗，这可能会减少企业的绿色创新活动。Quah(2001)认为信息技术进步虽然打破了员工进行创新信息交流的地理空间局限，但是会导致向心力下降，产业间的衔接不够紧密，从而难以推动产业间的绿色创新链条式突破。Ghasemaghaei and Calic(2020)的研究也指出大数据在数量上的增加可能会对企业创新效率存在负向影响。另一类是企业数字化对外释放的积极信号效应，融资约束压力缓解与“同群效应”倒逼企业重视自身发展质量的研究。企业数字化降低了信息分析与过程优化的成本，有效提升了企业的资源利用度以实现更高水平的创新产出绩效，这种积极信号是吸引外部投者的重要因素(Hoenig and Henkel, 2015)，融资压力的缓解会进一步促使企业更愿意承担社会责任，采取更加有为的绿色创新活动。一方面，企业数字化转型是顺应当前建设“数字中国”和“智慧社会”潮流的前沿转型模式，符合国家政策战略的企业释放的信号效应更容易获得市场的青睐，企业为了持续获取政府创新资源与市场融资支持，往往更愿意加大研发投入(吴非等，2021)，进而提升自身发展质量。另一方面，Pacheco and Dean(2015)、Matray(2021)的研究认为，在激烈的市场竞争中，绿色技术创新关系到企业未来的生存与发展，企业为了保持竞争优势，会受同群企业在数字化转型过程中的绿色技术创新策略变化信号的影响而做出类似的模仿反应。

本文力图在如下四方面有所贡献：其一，本文基于文本分析法运用多个数据集提高了企业数字化指标质量的可靠性，并在此基础上对“企业数字化—绿色创新表现”的议题进行剖析论证，不仅填补该研究领域的空白，也丰富了“双碳”背景下有关企业绿色创新影响数量和质量因素的经验研究。其二，基于环境库兹涅茨曲线理论等多个理论视角，本文从(环境)信息约束、企业自主参与环境治理意愿以及商业信用等渠道，厘清了企业数字化影响绿色创新的潜在作用机理，进一步揭示了企业数字化与绿色可持续发展之间的兼容路径，拓展了现有绿色创新“理论黑箱”研究的边界。其三，基于政府环保补助、企业内部管控成本、污染行业特征、地区环境规制和知识产权保护等视角，本文探讨了企业数字化增进绿色创新表现的异质性特征，丰富了相关文献。其四，在实证策略上，本文创新性地以清朝城墙数据作为历史工具变量和国家级大数据试验区建设政策作为外生冲击来缓解模型的内生性问题，较为准确地识别了企业数字化对绿色创新的真实影响，这为数字中国建设和“双碳”目标实现提供了经验支持。

二、理论分析与研究假设

企业数字化转型本质上就是借助数字技术高效整合并运用知识信息数据，优化生产要素的配置效率，推进业务流程与生产方式重组变革的系统性创新过程。企业绿色创新则主要是指企业在生产过程中为减少环境污染，减少原材料和能源损耗的技术、工艺或产品层面创新活动。绿色创新活动具有明显的“双重外部性”，一方面能够直接降低污染物排放总量; 另一方面，绿色创新又兼具创新活动的优点，能够对生态保护和科技进步实现最佳的结合，有助于企业在全面降低环境成本的同时，以产品和技术的突破性创新抢占绿色竞争优势(Clark et al., 1994)。与一般创新活动不同的是，绿色创新强调的是以新技术与新理念实现经济绩效目标和环境污染的有效降低，企业面临的信息不对称与融资约束问题是挤出企业绿色创新两个重要的原因(Jin et al., 2019)。那么，企业数字化转型所提供的新兴数字技术与创新理念或许能够成为驱动企业绿色创新、保持绿色可持续竞争优势的重要战略手段。

(一) 企业数字化对绿色创新的直接促进作用

根据本土和谐理论，“和谐共生”的发展理念与“天人合一”的绿色治理观相协调，强调在经济发展活动中顺应“道法自然”的生态法则(李维安等，2019)，在推进企业数字化转型战略过程中，为了实现绿色可持续发展目标，就需要企业采取不同的价值措施以及数字优化方案。结合可持续发展理论与环境库兹涅茨曲线理论的观点，数字化发展作为当今社会经济增长的重要新动能，而绿色创新则被视为减少环境污染的重要抓手，数字化转型需要“反哺”绿色技术创新，从而提高整体绿色经济发展的质量。新结构环境经济学认为不同的发展战略对环境污染程度具有根本性的影响，探讨数字化转型战略如何赋能绿色创新发展，对减轻环境污染具有现实意义。此外，根据合法性理论，战略合法性是解释企业数字化转型过程中绿色创新发展绩效改善的重要原因，在数字化转型过程中，企业能够利用数字技术领先优势实现资源节约与环境保护的战略目标，以更高水平的绿色创新水平营造良好的绿色形象(Xie et al., 2016)。综上，企业数字化与绿色技术创新之间理应具有深刻的理论与现实联系，故本文将从以下三个方面对其直接影响效应展开分析。

第一，知识共享效应。自然资源基础观理论和知识管理理论认为优化内部技术能力等组织要素是企业保持持续竞争优势的关键，企业数字化能够通过实现内部信息共享和知识整合，优化绿色创新资源，进而提升企业绿色创新能力。而新增长理论把知识视为技术创新的核心要素，数字技术的应用可以通过知识外溢加速创新研发要素的集聚与生产资源的优化重组(吴赢、张翼，2021)，以畅通的信息传输渠道提升知识的生产与传播效率，增加社会知识存量，淡化产业边界与壁垒(肖旭、戚聿东，2019)，展现出突破性创新和毁灭式创新的全新价值。随着数字化生态平台的逐步搭建和互联网治理模式的演进，各创新主体可以通过不同渠道搜索和获取外部知识和创新资源，实时监测产品质量与节能减排环节，改进生产工艺，从而降低绿色研发成本和绿色创新风险，赋予企业更加高效的绿色创新活动实现途径。

第二，交易成本降低效应。企业数字化能够有效降低企业所面临的外部交易成本，从而对实体经济产生“降成本”和“提效率”的积极影响(何帆、刘红霞，2019)，破除绿色创新活动面临的成本桎梏。绿色代理成本具有阶段性的特点，在不同经济社会发展阶段和企业发展阶段具有显著的差异，本质上还是委托人(股东)与代理人(管理者)之间的利益冲突所产生的代理成本。根据交易成本理论，在企业数字化转型过程中，数字技术的发展不仅能够降低信息不对称所带来的搜寻、协商、谈判和监督等外部成本(杜传忠、管海锋，2021)，也能够通过信息技术化赋能组织管理，提高信息透明度和实效性，促进企业内部治理机制与外部数字经济发展环境协调互补(Ambec and Barla, 2002)，从而降低企业面临的内外部交易成本，激励企业开展绿色创新活动。

第三，需求激励效应。协同演化理论认为协同演化是强化组织适应性和应变性的过程。一方面，数字技术的发展激发了消费者追求产品的多样化需求，塑造了产品供需双方双向交流的模式(郭家堂、骆品亮，2016)，能够更好地将消费者需求与企业绿色工艺研发等进行高效匹配，提高了企业的适应性。另一方面，根据合法性理论，企业基于大数据信息对绿色研发活动做出的调整和改变提高了其应变性，企业必须进行更快的产品革新才能够满足消费者的需求，这激励着企业进行需求型绿色技术变革，进而强化绿色产品的差异化优势。数字化发展下产品和技术的不断推陈出新，特别是绿色产品的研发成果能够让企业获得更高的经济收益和社会收益(徐佳、崔静波，2020)。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：企业数字化能够显著增进企业绿色创新表现。

(二) 企业数字化对绿色创新的间接影响之一：基于(绿色)信息约束视角

由于绿色创新活动本身的特殊性，能否有效解决其引发的信息不对称问题是企业能否在创新资源上获得投资者的有效支持的关键，这对企业开展绿色创新活动而言至关重要。一方面，从企业内部来看，企业出于各类成本以及市场竞争的考虑，往往对自身产品的优势、数字技术应用情况和部分财务信息等有所保留，可能并不愿意向资本市场投资者完全公布，这就加剧了企业与投资者之间的信息不对称程度(Blind et al., 2017); 另一方面，从外部市场投资者的角度来看，投资者需要花费大量的时间、人力和资金等信息甄别成本来识别筛选优秀企业，信息不对称往往使得作为信息弱势方的投资者身陷逆向选择和道德风险问题的泥沼(Roca et al., 2017)。

从外部信息约束角度看，根据信号理论的观点，企业实施数字化转型战略的过程可以被视为积极响应当前“数字中国”和“智慧社会”等国家政策导向，是企业、政府与市场保持良好关系的表现，这种互动关系的“激励性信号”能够通过数字化发展赋予企业更高的合法性，进一步吸引资本市场投资者对这些企业的关注和追捧(吴非等，2021)。企业数字化丰富了业绩信息和环保信息披露的渠道与方式，对外信息共享能力的提升能够缓解外部利益相关者的信息不对称，使得外部投资者能够对企业的环保行为掌握更全方位的信息，促进企业主动参与环境治理(如ISO14001认证)，从而产生的正向“曝光效应”吸引投资者关注，进而为企业绿色创新带来更多的市场资源，最终表现为企业绿色研发创新水平的提高(Biondi et al., 2002)。从内部信息共享的角度，企业以往单一技术领域的积累难以驱动绿色技术创新(于飞等，2019)，而数字技术的内部化应用，则为企业内部不同部门机构间的信息传递与资源整合提供了优化路径(Liu et al., 2011)，特别是企业生产阶段各环节的资源损耗和环境披露信息等。企业基于“碳足迹”和“碳决策”等环保信息能够有效管理整个价值链的绿色循环资源，从而提高了企业自主参与环境治理的意愿和能力，助力企业节能减排与绿色创新发展。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设2：企业数字化能有效缓解信息不对称，促使企业自主参与环境治理，进而增进企业绿色创新表现。

(三) 企业数字化对绿色创新的间接影响之二：基于资源介入视角

企业为了规避绿色研发创新过程中核心技术溢出的风险，往往需要比一般性创新投入更大的资金量，因此其面临的融资约束问题是制约绿色创新的重要原因之一(Jin et al., 2019)。姚星等(2019)的研究发现以商业信用融资的形式为主的非正规金融融资方式是我国很多企业进行创新活动的重要融资形式。商业信用融资主要是指企业为了保证在后续生产经营活动中有足够的资金支持，而与供应商协商通过延期付款和需求方提前预付货款等形式进行的融资活动。在资本市场中，信息不对称所引发的违约行为或者道德风险问题往往是阻碍企业进行商业信用融资的羁绊(郑军等，2013)。

鉴于此，本文认为企业数字化发展可以向需求方和供应商传递信任和能力的积极信号，进而促进企业获取商业信用，拓宽企业绿色创新资源的获取渠道。一方面，企业数字化提高了需求方和供应商对企业的信任。顺延上述逻辑，在不完全的资本市场中，企业数字化能够极大地降低企业处理海量信息的成本，扩大了内外部的信息共享范围与信息使用准确性，有效缓解外部信息不对称程度，提高了知识和资源信息整合的效率，从而实现生产效率的提高。当这些信号传递给企业的利益相关者时，提高了其对企业的信任，使得需求方和供应商对企业债务与生产经营能力形成更加稳定的预期，以便及时做出“信贷调整”，降低违约风险，促进企业获取更多的商业信用以开展绿色创新活动。另一方面，企业数字化是企业发展能力的一种体现。企业对数字技术的应用能力代表着企业具有差别化的技术和人才优势，能够在未来持续地为企业高质量发展做出贡献，显示出企业“具备数字信息技术优势和高质发展的能力”以及较好的发展前景。同时数字技术给企业财务建制以及生产活动提供更为先进和扎实的技术支持，有助于其获取产业链上下游企业的认可，这在一定程度上可以降低供应商对企业偿债能力的担忧，从而有助于企业获取更多的绿色创新资源。综上所述，企业管理者通过加速数字化转型的方式，能够向市场释放积极的信号，降低了需求方和供应商的搜寻成本和风险识别成本，进而提高企业的商业信用，有利于企业获取绿色创新所需资源。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设3：企业数字化能够显著提升企业商业信用，进而促进绿色技术创新。

三、研究设计 (一) 研究模型构建

为检验企业数字化对绿色创新表现的影响，本文建构如下模型对直接传导机制进行实证分析：

$ \mathit{Paten}{\mathit{t}_{i, t + 1}} = \alpha + \beta ED{T_{i, t}} + \gamma \sum {\mathit{Control}{\mathit{s}_{ijt}}} + \varepsilon + \sigma + {u_{i, t}} $

(1)

其中，被解释变量为Patent_{i, t+1}表示企业i在t+1年绿色创新表现，核心解释变量为EDT_{i, t}表示企业i在t年的数字化水平。Controls表示一系列的控制变量集合。ε是指时间固定效应; σ是指企业固定效应; u_{i, t}为随机扰动项。同时，本文还进行了如下处理：第一，在下文实证分析中均采用经城市层面Cluster聚类稳健标准误调整后的t统计量; 第二，为了适度缓解内生性问题，本文对所有被解释变量均采取前置一期处理。

(二) 变量选择与说明 1. 被解释变量：企业绿色创新表现

现有文献针对企业绿色创新的测量方式比较丰富，如将专利获得和研发投入等作为衡量指标。然而，专利的获取数量也很有可能受到公司前期经营结果的影响，从而引发内生性问题; 研发投入往往是企业在创新活动前期的资源投入，不能体现创新产出的最终质量。因此为了规避以上问题，本文参考黎文靖、郑曼妮(2016)的研究做法，本文采用上市公司绿色专利申请数量衡量企业绿色创新表现。具体地，本文从中国研究数据平台(CNRDS)中获取上市公司发明专利和使用新型专利的专利分类号，并依据2010年世界知识产权组织(WIPO)发布的“国际专利分类绿色清单”对从中国国家知识产权局(SIPO)检索而来的企业专利数据进行匹配，最终得到企业绿色专利申请数。其中，绿色创新质量用绿色发明专利申请数量(ginv)来衡量，绿色创新数量用绿色实用新型专利申请数量(guma)来衡量，并将上述两者加总得到绿色创新总量(total)。同时，本文将绿色专利数据均加1后取自然对数以尽可能克服专利数据的右偏分布问题，并采取前置一期处理以适度缓解内生性问题。

2. 解释变量：企业数字化

人工智能、区块链、云计算和大数据等组成的“ABCD”技术是企业实现数字化转型的科技基石。鉴于此，参考袁淳等(2021)和吴非等(2021)的研究思路，基于数字经济相关的国家政策、重要新闻和会议，建立一个相对完善的企业数字化术语词典，并在此基础上运用文本分析法构建反映企业数字化水平的指标。具体步骤如下：

第一，构建词典。借助《金融科技(FinTech)发展规划(2019—2021年)》、《关于推进“上云用数赋智”行动培育新经济发展实施方案》、《2020年数字化转型趋势报告》、近年《政府工作报告》以及数字经济相关的重要新闻和会议，经Python分词处理与人工识别，整理归纳出反映企业数字化的特征关键词图谱，备索。

第二，对企业年报进行文本分析。将上述词典中的特点关键词扩充到Java PDFbox库，然后利用Python文本识别功能对中国沪深两市A股上市公司年报的具体文本内容进行提取和分析。

第三，指标构建。将上述不同技术类别关键词对企业年报进行识别、匹配和词频计数，得到关键词词频后，本文对企业数字化转型进行定量测度：

$ \mathit{EDT}{\rm{\_}}\mathit{number}{\mathit{r}_{\mathit{it}}}{\rm{ = }}\sum {\{ \mathit{keywordsofdigitaltransformation}\} } $

(2)

$ ED{T_{it}} = \mathit{ln}\left({EDT\_\mathit{numbe}{\mathit{r}_{it}} + \sqrt {{{\left({EDT\_\mathit{numbe}{\mathit{r}_{it}}} \right)}^2} + 1} } \right) $

(3)

在上式中，EDT_number_it表示企业i在t年的年度报告中披露的数字化关键词词频总和，EDT_it表示对EDT_number_it进行反双曲正弦变换处理，该变换对于较小的取值，近似于成比例的变化，当取值为0时也具有良好的定义，从而得到本文核心被解释变量企业数字化转型程度指标(EDT)。该指标数值越大，表明企业数字化水平越高。

3. 控制变量

为了尽可能克服遗漏变量的影响，本文纳入可能会影响企业绿色创新表现的宏微观层面变量。具体变量定义如下，企业层面变量包括企业规模(size)：总资产的自然对数; 现金流水平(cash)：经营活动现金流量净额与负债总额之比; 产权性质(soe)：若属于国有企业则赋值为1，否则为0;员工规模(employee)：员工人数的自然对数; 企业成长性(fix)：固定资产增长率; 财务杠杆(lev)：资产负债率; 盈利能力(roa)：总资产回报率; 董事会规模(bsize)：董事会人数加1取自然对数。地区层面变量包括企业所在地级市的对外开放程度(FDI)：当年实际使用外资取对数; 产业结构(Industry)：第二产业产值与GDP的比值; 经济发展水平(rgdp)用人均gdp的对数表示; 企业所在省份的市场化水平(market)。

(三) 数据来源与描述性统计

本文的研究样本为2007—2020年中国沪深两市A股上市公司，并对研究数据进行了如下处理：第一，为了克服极端值对回归结果的影响，本文对模型中涉及到的所有连续型变量进行了双侧1%水平的缩尾处理; 第二，剔除非正常交易(ST、ST*以及PT)的研究样本; 第三，剔除主要研究数据缺失严重的样本数据。选择2007年作为研究起点的原因是：一方面因为当年新的会计准则开始实施，以此为研究区间起点能够保证本文研究数据的统一核算口径; 另一方面，自2007年企业数字化转型的概念和技术逐步得到社会接受和应用。本文的原始数据均来自中国研究数据服务平台(CNRDS)、国泰安(CSMAR)数据库、国家知识产权局(SIPO)等数据库，企业年报文件来源于沪深两市证交所官方网站。表 1是本文主要变量的描述性统计结果。其中被解释变量企业创新表现(total、ginv和guma)的最大值和最小值相差较大，说明不同企业的绿色创新绩效差异较大; 企业数字化(EDT)表现出“均值小，标准差大”的特点，并且最大值和最小值分别为6.8669和0，表明样本企业间数字化发展水平存在较大差异。其他控制变量也存在着不同程度的差异，与现有文献基本一致。

四、实证分析 (一) 基准回归结果

表 2汇报了企业数字化发展影响绿色创新表现的线性估计结果。第(1)至(3)列仅控制了时间和行业固定效应，而第(4)至(6)列则在此基础上进一步加入企业层面与宏观层面的控制变量。结果显示，企业数字化(EDT)的估计系数1%水平下显著为正，意味着企业数字化发展显著促进了绿色创新产出水平的提高。在第(5)列的回归结果中，企业数字化(EDT)的系数为0.0347，且在1%水平下显著为正，说明企业数字化发展显著增加了绿色发明专利申请数量，即数字化发展提升了企业绿色创新质量。根据第(6)列的回归结果显示，企业数字化(EDT)对绿色实用新型专利申请数量存在正向影响关系，且在1%水平下保持显著。综上所述，研究假设1得到验证，企业数字化能够增进企业绿色创新表现，同时显著提高了企业绿色创新的数量与质量。随着企业对数字技术应用水平的提高，能够将消费者追求绿色产品的多样化需求、绿色循环资源以及企业内部绿色工艺研发更好地结合起来，从而促进企业绿色创新转型水平在数量和质量上的提升，进而加速供给端减排实现绿色可持续发展。

(二) 内生性问题

在前述的基准分析中，虽然本文已经从宏微观层面引入相关控制变量，但仍有可能存在遗漏变量内生性问题。比如，由于不同企业的资源禀赋、生命周期以及主观因素等存在较大差异，这不仅会影响企业数字化发展的战略选择，也会对企业绿色创新活动的开展产生影响，而这些因素往往很难被度量。另外，反向因果的内生性问题也比较突出。一方面，企业数字化程度的提高能够加速知识在企业内部的扩散，推动企业绿色创新水平的提升; 另一方面，随着企业绿色创新发展效率的提高，会反过来倒逼企业朝着共享性更强的高水平数字化方向发展进步，为自身更好地实现绿色转型升级提供重要动力源泉。基于此，本文采用以下两种方法来缓解内生性问题。

1. 多期双重差分模型

为了更加稳健地评估企业数字化能否增进绿色创新表现，本文借鉴邱子迅、周亚虹(2021)的研究方法，基于大数据产业为核心的数字经济发展，采用国家级大数据综合试验区试点建设作为外生政策冲击，以多期双重差分方法检验这一现实问题。原因在于：第一，“信息基础设施提升工程”是大数据综合试验区的十大工程之一，新型信息基础设施的完善不仅深化了数据要素的挖掘和应用，还促进了现代通信技术的发展，赋能数字经济快速发展。第二，企业数字化的深层次发展能够进一步挖掘和发挥数据要素的效率倍增作用，而此过程离不开完善的信息基础设施作为支撑，现代通信技术和服务质量的提升都依赖于新型基础设施的建设。第三，试验区的扩容式特点，为本文的研究提供了一个良好的准自然实验环境。

2015年8月，国务院印发的《促进大数据发展行动纲要》(以下简称《纲要》)明确指出加快分批推进大数据产业发展，开展贵州等大数据综合试验区试点建设工作。2016年正式提出实施国家大数据战略，同年2月正式将贵州省确立为大数据试验区建设试点区域，同年10月批复第二批试验区的建设，共遴选出67个城市作为大数据试验区示范点^①。首先，《纲要》指出，虽然我国已具备一定的大数据发展基础，市场优势和发展潜力是巨大的，但是仍然存在数据要素开放共享度不高、产业发展乏力等现实问题亟待解决。其次，《纲要》的目的就是借助试点区域的不断实践并总结出一套适合国情且可复制的数字产业发展经验，有效破除数据要素流通壁垒，发挥数据资源对技术创新的推动作用，实现数字发展、创新发展和绿色发展。再次，《纲要》的具体措施是通过强化试点区域的大数据基础设施，统筹推进众创空间的建设，培育一批大数据专业人才与先进产品，打造一批大数据骨干企业，协同推进数据资源管理与共享开放等七大核心任务。最后，在政策效果方面，据《国家大数据综合试验区发展报告(2018)版》的数据显示，大数据试验区仅在2016和2017年就实现了近千个大数据创投项目的融资，新申请的大数据类发明专利高达8000余项; 同时贵州省的基础设施发展水平从全国第29位上升到第15位。综上，以国家级大数据综合试验区的设立作为外生政策冲击检验，来探究企业数字化与绿色创新之间的逻辑联系存在一定的现实可靠性。

①   第一批试点区域为贵州省所辖的全部地级市，第二批试点城市包括河北、广东、河南、内蒙古等五个省份所辖的全部地级市以及北京、上海、天津、重庆和沈阳等，两批共计67个城市。

考虑到贵州省其实早于2015年9月便开始相应的建设，故本文将贵州省所辖地级市的政策节点设定为2015年，而其他试验区城市的政策节点设定为2016。设定如下模型：

$ \mathit{Paten}{\mathit{t}_{i, t}} = \alpha + \tau \;\mathit{di}{\mathit{d}_{j, t}} + \gamma \sum {\mathit{Control}{\mathit{s}_{ijt - 1}}} + \varepsilon + \sigma + {u_{i, t}} $

(4)

其中，j表示城市，t表示年份; did分别指城市当年是否被设立为试验区，是则取值为1，否则为0;其余变量均与基准回归保持一致。由于平行趋势假设是DID方法的重要前提假设，表 3第(1)至(3)列的结果显示，政策实施前实验组与对照组企业的绿色创新水平没有显著差异，表明该试点政策基本通过了平行趋势假设。第(4)至(6)列显示了试验区试点建设影响企业绿色创新的估计结果，可以发现所有的结果均表明大数据试验区的设立对企业绿色创新绩效的提升具有正向显著影响，这表明本文的核心结论是稳健可靠的。

2. 工具变量法

在工具变量的选取上，本文选取历史变量——清朝城墙城门数量作为工具变量进行内生性考量。Ioannides and Zhang(2017)的研究发现清朝城墙城门数量与清朝城市人口规模具有较强的相关性，从而有更加充裕的税收去完善当地的基础设施。城市人口规模的扩大是激发的基础设施加速建设的强大动力(王峤等，2021)，诸如邮局数量和固定电话等通信方式的普及取决于当地的人口规模与基础设施建设水平。而现代互联网进入广大居民的生活也有赖于当地城市规模助推的通信设施的完善，数字经济发展历程无疑也同样受到历史基础设施的深刻影响(黄群慧等，2019)。因此从历史角度来看，清朝城墙数量能够在一定程度上反映城市人口规模的演变，深刻影响当地的基础设施建设水平，从而对以后的居民对互联网技术的使用与习惯产生影响。基于以上逻辑，本文选取该工具变量的原因可以归结为两个方面：其一，清朝城墙城门数量与当地的现代信息基础设施建设具有相关性。清朝城墙城门数量越多，说明城市人口规模越大，地方政府能获取的税收越多，就意味着当时政府用于传统和现代信息基础设施建设的资金更加宽裕，城市的集聚经济所带来的产业发展、资本积累和人力资本等优势，能够促进后续信息网络技术的发展与应用(程开明，2009)，因此具有一定的相关性。其二，历史变量自身的特殊性决定了它本身与企业的绿色创新绩效之间的联系十分微弱，保证了此类变量具有较强的外生性。

具体而言，本文利用Skinner(1977)手动搜集的清朝城墙数据库统计1644—1911年所有州、府、县等对应的城门数量，最后加总至现代的地级市层面并与企业注册地进行匹配，得到各城市城门数量。同时考虑到截面数据估计本文模型的偏误，进一步引入宏观时间变量(汇率)冲击，原因是汇率与区域经济发展以及对外开放程度密切相关，而经济发展和开放程度的提高能够进一步促进城市和企业数字化发展。最后将各地级市城门数量与汇率组成的交互项作为本文的工具变量(IV)。另外，本文选取交互项构建工具变量具有两个优点：一是具备随地区和时间变化的特征; 二是其内含双重差分(DID)的思想，能够有效提高工具变量估计的准确性。

在进行工具变量回归之前，需要考察工具变量的有效性和适用性，那么第一阶段回归结果就需要回答“是否存在弱工具变量”的问题。根据表 4第(1)列列示的第一阶段回归结果显示，工具变量(IV)的系数在1%的水平下显著为正，并且K-P rk LM检验和C-D Wald F检验的结果均表明工具变量满足相关性特征，不存在弱工具变量问题，即该工具变量是合理可靠的。同时，表 4第(2)至(4)列的估计结果显示，企业数字化发展对绿色创新表现的估计系数仍然高度显著为正，说明本文的基本结论是稳健可靠的^①。

①   此外，本文为了更加稳健地考虑工具变量的适用性，进一步使用历史上各城市1984年每百人固定电话数量与上一年全国互联网用户数的交乘项、各省份老字号企业数量与互联网普及率的交互项作为工具变量进行辅助分析说明，结果同样支持本文的核心结论，限于篇幅此处并未展示，回归结果备索。

(三) 稳健性检验^②

②   限于篇幅，稳健性检验的实证结果并未展示，备索。

1. 替代测量

(1) 被解释变量的替代测量。考虑到两种绿色创新专利的创新程度对企业的贡献可能具有差异，故分别对绿色发明专利申请量和绿色实用新型专利申请量赋予1和1/2的权重，计算绿色专利加权总数加1取自然对数得到绿色专利产出规模(patent)作为替代变量进行稳健性检验。

(2) 解释变量的替代测量。①考虑到本文对企业数字化的特征关键词范围的覆盖广度，本文进一步选取125个与数字化相关的关键词，重新进行文本识别得到新的企业数字化的测度指标(digit1)。②借鉴袁淳等(2021)以企业年报MD&A中数字化关键词词频数量占MD&A总词频的比重(digit2)作为替代测量。③借鉴祁怀锦等(2020)采用数字化相关无形资产占企业无形资产总额的比重(digit3)来进行稳健性检验。

2. 考虑部分影响因素与企业策略性行为

(1) 考虑到2017年专利申请的统计标准发生了变更，故剔除2017年及以后的研究样本重新进行检验分析。(2)考虑如下企业策略性信息披露行为的影响：①企业策略性年报信息披露行为可能会影响到相关词汇的计算，故剔除在样本期间数字化水平为0的样本; ②考虑到创业板多为高技术上市企业，这些企业本身就与数字化、信息化紧密相关，因此剔除创业板上市企业样本; ③剔除样本期内因违规问题被证监会或证交所处罚的企业样本。

3. 回归模型更替

(1) 本文的被解释变量是绿色专利申请数量，很有可能会出现零值堆积、正值连续分布共存和由于存在截尾数据而导致的模型回归偏误问题，本文分别采用Tobit模型、Logit模型、Possion模型进行稳健性检验。(2)为了尽可能地缓解宏观系统性环境的变化对回归结果的影响，在基准回归基础上控制“行业×年度”的高阶联合固定效应模型进行稳健性检验。

五、进一步分析 (一) 影响机制检验

前文针对直接效应的研究分析表明，企业数字化显著提升了其绿色创新绩效。接下来，进一步验证信息不对称和商业信用的作用机制，以期探讨企业数字化促进其绿色创新表现“提质增效”的内在机理。基于此，本文试图回答两个问题：①企业数字化能否有效缓解信息不对称问题以促使企业自主参与环境治理，提升企业自身的商业信用？②当信息不对称得以缓解、企业参与环境治理意愿和商业信用得到提升后，企业是否会展现出更多高水平的绿色创新表现？

首先，本文采用分析师跟踪人数加1取自然对数来衡量企业面临的整体信息不对称程度，如果企业受分析师跟踪的数量越多，说明其信息不对称程度越低，同时设置虚拟变量infor(若该值大于样本中位数则取值为1，否则为0)。进一步，借鉴吴红军等(2017)的研究思路，考察企业环保信息披露情况在数字化转型与绿色创新表现之间的影响。具体而言，本文以企业年报、社会责任报告和环境报告作为环境信息披露载体，从CSMAR数据库中获取企业是否披露环保理念、环保目标、环保管理制度体系、环保教育与培训、环保专项行动、环境事件应急机制、环保荣誉或奖励以及“三同时”制度等八个方面的环保信息，加总统计企业环保信息披露情况。如果该值大于样本中位数，则虚拟变量ENV取值为1，反之为0。其次，借鉴王建秀等(2019)以ISO14001环境管理认证来刻画企业自主参与环境治理的意愿，如果企业获得ISO14001环境认证，则虚拟变量ISO取值为1，否则为0。最后，本文参考陆正飞、杨德明(2011)的研究方法，选取应付账款、应付票据、预付款项三者之和与总资产的比值来度量商业信用。若该比例大于样本中位数，则虚拟变量buscredit取值为1，否则为0。表 5中Panel A的第(1)至(6)列检验了信息不对称(环境信息披露)在企业数字化影响其绿色创新表现中的作用。根据第(1)至(3)列的估计结果显示，交互项的估计系数均显著为负，表明企业与外部投资者间的整体信息约束程度越高，数字化促进企业绿色创新绩效提升的作用效果越明显，这也意味着数字技术与人工智能的应用，有助于进一步提高那些信息披露机制较不完善企业的信息透明度，缓解机会主义倾向与道德风险引发的委托代理问题，释放积极信号吸引投资者关注，有利于企业在资本市场上获取更多绿色创新资源。进一步地，第(4)至(6)列的估计结果显示，交互项的估计系数均显著为正，说明企业环境信息披露越丰裕，越有利于企业利用数字化转型战略促进自身绿色创新。在实施数字化转型战略过程中，一方面企业运用数字技术能够实时监控生产过程中的资源浪费与污染物排放，形成更加健全的环境信息互动体系和披露体系，及时创新绿色节能技术，推动企业绿色转型发展; 另一方面可以向社会传递企业正在寻求绿色转型的良性发展信号，利益相关者可以依据企业的环保行为以及环保绩效，对未来投资活动以及现金流的分配做出最有效率的投资配置，从而降低利益相关者对企业的环境风险顾虑，有利于企业获取更多的绿色创新资源，促进企业绿色创新产出的增加。

表 5中Panel B的第(1)至(6)列则检验了企业自主参与环境治理意愿与商业信用在企业数字化影响其绿色创新表现中的作用。根据第(1)至(3)列的估计结果显示，交互项的估计系数均显著为负，表明企业参与环境治理的自主意愿越低，数字化促进企业绿色创新绩效提升的作用效果越明显，这间接反映出数字化增强了企业经营实力，也同样放大了外部利益相关者对企业的监督压力，这将会敦促企业积极参与自愿型环境治理项目投资并开展绿色创新活动。此外，在第(4)至(6)列的结果中，交互项的系数均在1%水平上显著为负，说明企业商业信用越低，数字化对推动企业绿色创新转型的作用效果就越明显，即企业数字化能够释放出企业具有发展潜力的积极信号，有利于重塑产业链中供应商与企业的信任关系，向产业链上下游的供应商展现出企业的经营实力。供应商对企业债务的偿还意愿形成更加稳定的预期，有利于企业商业信用的提升以有效缓解创新资源约束，促进企业绿色创新绩效的提升，帮助企业更好地融入市场分工体系中。

(二) 异质性分析 1. 企业异质性

(1) 政府环保补助异质性

大量研究指出，政府环保补助作为一种政府支持性的制度安排，会在一定程度上影响企业的绿色变革过程，特别是在环境约束下的绿色创新行为(于芝麦，2021)。因此，本文进一步探究政府对企业的环保补助金额在数字化影响企业绿色创新中的作用，同时构建虚拟变量subsidy(若政府环保补助大于样本均值，subsidy则赋值为1，否则为0)。本文将subsidy以及交互项EDT×subsidy引入到基准模型中进行检验。表 6第(4)至(6)列的回归结果显示，total和guma的交互项系数分别在5%和1%的水平下显著为正，而ginv的交互项系数则不显著，表明政府对企业的环保补助有助于发挥数字化对企业绿色创新产出的积极效应，但对企业绿色创新质量的提升效果并不明显。可能的原因在于，政府环保补助虽然能够在一定程度上激发企业的绿色创新动机，但是针对政府补助的机会主义行为会扭曲企业的绿色专利申请的动机，可能会导致企业陷入绿色创新质量低下的窘境(郝项超等，2018)。

(2) 企业内部管控成本异质性

袁淳等(2021)的研究指出，数字技术的发展，一方面能够降低各部门之间的沟通协调成本，赋能企业组织管理，有效提高管理决策的效率; 另一方面，有利于提高企业内部重要活动流程的透明度与实时监测，降低了由于代理问题所带来的监督成本与效率损失。企业内部管控成本以及外部交易成本的变动，会影响企业对于各类经济活动资源的统筹与协调，特别是企业创新活动。当企业内部管控成本较低时，数字化转型则主要通过降低企业外部的交易成本以实现企业绿色创新水平的提升。本文选取企业管理费用率作为企业内部管控成本的代理变量，同时构建虚拟变量MAN(若企业管理费用率大于样本均值，MAN则赋值为1，否则为0)。本文将MAN以及交互项EDT×MAN引入到基准模型中进行检验。表 6第(1)至(3)列的回归结果显示，EDT的系数在1%水平下保持显著为正，交互项EDT×MAN的估计系数均在1%水平下显著为负，表明企业内部管控成本越低，数字化对企业绿色创新活动表现的推动作用就越明显。

2. 行业异质性

企业的绿色创新活动与所处行业是否属于重污染行业密切相关。基于此，本文依据2008年环境保护部制定的《上市公司环保核查行业分类管理名录》以及《上市公司环境信息披露指南》，将样本企业划分为重污染行业与非重污染行业，并重新进行回归分析。根据表 7中Panel A的回归结果显示，在非重污染行业中，EDT的系数均在1%水平下显著为正; 相反，在重污染行业中，EDT的系数均不显著。这说明，较之于重污染行业，数字化水平对企业绿色创新的促进作用主要体现在非重污染行业中，原因可能是重污染行业本身业务活动就具有环境特殊性，企业数字化主要体现在信息交流、技术学习和生产销售等多个阶段，不能从根本上改变重污染行业的属性，因此对该类企业绿色创新活动的激励效果也不明显。

3. 地区异质性

(1) 环境保护强度

根据环境规制与技术创新理论，地方政府的环境保护强度是影响当地企业绿色创新的重要因素(王锋正、郭晓川，2016)。鉴于此，本文将每年省级政府工作报告中与“环保”相关词频(加总取对数处理)作为政府环境保护强度的代理变量。同时依据环境保护强度的中位数将样本数据划分为环境保护强度较低地区与环境保护强度较高地区。根据表 7中Panel B的回归结果显示，在环境保护强度较高地区，EDT的系数均为正且保持高度显著; 相反，在环境保护强度较低地区，EDT的系数虽然均为正，但不显著。这就意味着，在环境保护强度较高的地区，企业数字化对其绿色创新的促进作用更为明显。原因可能是政府环境规制对企业开展绿色创新活动的方向、重点以及规模具有深刻的引导和激励效应，而当企业数字化能够极大缓解信息不对称、显著降低企业外部交易成本时，对处于环境规制水平较高地区的企业而言，其进行绿色技术创新的意愿和动机也更强。

(2) 知识产权保护力度

根据新制度经济学理论，知识产权保护可以通过外部性内部化、减少研发收益不确定性实现创新激励，从而提高研发资源的配置效率，这能够对绿色创新绩效的提高产生积极影响。鉴于此，本文采用各地区专利侵权纠纷结案数与专利侵权纠纷立案数的比值来衡量知识产权保护水平^①。同时依据地区知识产权保护水平的中位数大小将样本数据划分为知识产权保护水平较低地区与知识产权保护水平较高地区，并重新进行回归分析。根据表 7中Panel C的回归结果显示，在知识产权保护水平较高地区，EDT的系数均为正且保持高度显著; 相反，在知识产权保护水平较低地区，EDT的系数均不显著。上述实证结果表明，在地区知识产权保护水平较高的地区，企业数字化对绿色创新的赋能效应更为明显。原因可能是知识产权保护强度直接决定了垄断收益的大小，其对企业绿色创新能力释放、绿色创新绩效提高等方面具有保障作用，因此更能体现企业数字化对其绿色技术创新的赋能效应。

①   由于相关立案与结案数据只更新到2018年，故此部分将2019和2020年的样本排除在外。

六、研究结论与政策启示

本文利用Python爬虫技术对企业年度报告进行文本分析，同时基于MD&A部分数字化词频占比和无形资产数据等多个数据集以提高企业数字化指标的刻画质量。在相关理论分析的基础上，基于2007—2020年沪深两市A股上市企业微观数据，实证考察了企业数字化对其绿色创新表现的影响以及作用机理。研究发现，企业数字化从数量和质量上显著增进了企业的绿色创新表现，并且该结论在以清朝城墙数据等作为工具变量和国家级大数据试验区建设作为准自然实验等一系列稳健性检验后仍然显著成立。机制分析表明，企业数字化水平的提高，缓解了(环境)信息约束问题，促使企业自主参与环境治理，并有效提升企业商业信用，有助于企业获取绿色创新资源以提升绿色创新水平。另外，异质性分析表明，在政府环保补助较高和内部管控成本较低的企业、非重污染行业企业以及环境治理和知识产权保护力度更强的地区中，数字化对企业绿色创新的激励效应更加显著。

本研究为数字化发展激励企业绿色创新提供了有利证据，并基于前文的实证分析提出以下政策启示：第一，积极顺应企业数字化转型的浪潮并充分把握机遇，以企业数字化转型推动新常态发展阶段下的经济结构优化和动能转换。政府应该加快“新基建”的建设步伐以构建完备的数字基础设施体系，加大5G、工业互联网、大数据产业的投资力度，促进数字经济向传统产业渗透，为产业结构绿色转型提供外部技术支撑，同时积极引导企业巩固数字化为绿色高质量发展带来的红利优势。第二，进一步健全和完善资本市场信息披露制度，借助企业数字化发展的势头降低资本市场信息不对称的问题，提高环境信息传导效率，有助于投资者准确、及时识别投资风险，以数字金融引导金融资源向具备绿色研发动机和条件的企业流动，有效破除企业融资约束问题。第三，考虑数字化发展对不同类型企业、不同行业和地区特征的企业绿色创新绩效的影响具有明显差异，这就预示着企业数字化转型应该遵循差异化、动态化以及个性化的发展原则。政府可以通过“干中学”来正确引导企业整合绿色创新资源，同时适度加强环境规制强度和知识产权保护，鼓励企业积极自愿参与环境治理，让数字化发展成为有效提升中国企业发展质量和实现产业高级化的“硬件”技术支撑。