一、引言

随着双碳目标的提出，绿色低碳相关词汇在我国迅速发酵，从学术研究、政策制定到企业决策、个人生活方式的选择都离不开这一话题。关于绿色发展的相关研究我国学者率先提出了“天人合一”的绿色治理观[1]，绿色治理要求政府在政策制定时把绿色作为一个指标纳入考评中，引导微观企业和个人共同参与到国家的绿色发展和转型中。企业作为经济社会发展的基本单位，在数字时代下的商业模式选择过程中对自身治理的重塑和改造，将绿色指标纳入管理层评价中与企业的可持续发展相吻合的同时，也是实现国家绿色转型的重要源头。

数字技术正日益改变竞争的性质，并产生影响社会的外部性。一方面，数字化允许组织通过改善规模经济、范围经济和学习经济，在更短的时间内创造可观的经济价值，从而提高资本回报率和竞争集中度；另一方面，通过数字化转型升级，企业内部可以通过提升信息共享水平，提高内部知识整合的能力，带动企业的绿色技术创新[2]。根据南开大学中国公司治理研究院李维安团队发布的2022年中国上市公司绿色治理（ESG）指数显示，其平均值为56.58，较2021年的56.13提高了0.45，上市公司绿色治理仍有改善空间。在提高企业绿色治理过程中，数字化转型这一重要的企业指标又发挥了何种作用，其对公司绿色治理水平的影响机制是什么，是现有文献研究中较少得到讨论的内容。

基于此，文章以沪深A股上市公司为研究对象，首先对数字化转型指标的构建和企业绿色治理的评价指标进行分析基础上综合考虑指标的影响度和全面性进行选择，实证分析了二者存在的关系，之后将企业内部信息不对称程度和绿色创新引入模型，分析存在的作用机制，从政策和企业性质角度分析不同企业在数字化促进企业绿色治理方面的差别。

二、文献综述与研究假设

（一）文献综述

1. 企业数字化转型与绿色发展

企业数字化转型是一个长期的过程，一个公司的完整的数字化转型包括三个阶段，即“信息化、数智化与数字化转型”，数字化转型是将传统的信息转换为数字，通过将数字技术运用到企业研发、生产和销售等基础上实现的自身业务模式的创新，商业模式的变革充分依赖大数据实现智能的决策和个性化的服务。企业在数字化转型过程中可以通过多种渠道影响自身的生产发展方式，响应和遵循国家绿色低碳化转型的号召，学者也对此进行了多方面的讨论。首先基于资源赋能视角，企业通过数字化转型与高效的信息网络系统提高资源整合能力，将绿色创新要素融入企业生产运营过程中，从而提高了环境治理绩效[3]；在这一过程中，企业主要通过源头防治的方式如提高全要素生产率、能源利用率等实现减排效应[4]；寇冬雪等人[5]从资产视角与经营业务视角实证检验了企业数字化对可以促进绿色研发的投入和产出；但是，成琼文和陆思宇[6]却发现，数字技术应用对制造企业绿色创新呈现倒U型影响，尤其体现在云计算技术上。在管理方面，李金昌等人[7]通过解构数字化转型对企业绿色转型的作用机制，发现其通过提升内部能力建设、增强市场外部关注、吸引政府补贴等三种途径提高企业的环境绩效、经济绩效和绿色创新绩效。从总体上看，企业数字转型在企业绿色转型过程中的作用结果主要还是落在绿色创新范围。

2. 企业绿色治理及其影响因素

关于公司绿色治理的提出时间较晚，其也是起源于对公司环境绩效的评价构建中发展而来的，如Clarkson等人[8]将构建的7个环境绩效的评价指标中把公司治理结构和管理系统（如环境审计政策）、环境远景和战略目标（CEO向股东传达的环境绩效目标）、内部环保措施（关于环境管理问题的员工培训）等纳入企业评价体系中，将公司治理与绿色发展的目标进行衔接。我国最早对上市公司绿色治理的评价指数和指标的是由李维安等人在2019年发表的文章中作出了说明和详细的解释，从治理架构、治理机制、治理效能和治理责任等四个方面进行综合评价[9]。在推动企业实现绿色治理的现有文献中，内部管理中股权的差别也会影响企业的绿色治理行为，通过把环境资本化支出作为衡量绿色治理指标，实证发现国有股权的参股会对民营重污染企业的绿色治理行为有良好的促进作用[10]；此外，绿色投资者也会通过资金支出，外部监管等方式提高企业的绿色行为[11]。在外部因素中，张娆和郭晓旭[12]发现碳排放交易制度的实施通过信号传递机制为绿色型企业吸引来更多绿色基金投资和绿色信贷，提高公司的绿色治理绩效，其通过把环境评分、创新和支出作为治理效果分别评价；公众诉求和媒体的环境报道也有利于提升企业绿色治理水平，且媒体报道会发挥更大的绿色治理效应，同时文章也构建了“五绿一体”的绿色治理观测指标体系[13]。

总的来看，关于企业绿色治理的实证分析仍较少，且现有文献对于绿色治理绩效评价指标的构建并不统一，一些指标过于简单，虽然反映了绿色但对于治理这一要素缺少进一步的测量，同时数字化作为企业发展过程中提高效率改善效益的重要手段，对于企业在走向绿色治理过程中又会产生何种影响，也缺少探讨。

（二）研究假设

企业将数字技术运用到企业研发设计、生产运营和管理决策中，最终实现智能化的决策，是数字化转型的重要实现方式。数字时代下的公司治理主体由传统的股东治理向保护创始团队利益转变，创始团队在企业的发展中会更多地考虑企业的长远发展，在公司治理过程中将绿色要素更多地考虑进来[14]。企业数字化转型也使得企业的信息可以更高效地传送到机构投资者、公众媒体中，也提高了企业信息的披露质量[7]。最后企业数字化转型提高了企业内部知识和技术的整合能力，提高了供应量上下游技术的联通和联合创新提供了技术支持，进而提高了企业的绿色创新效率[15]，在这一创新过程中对企业的内部机制和结构以及企业利益相关者的绿色治理观念产生影响，从而带来企业绿色治理质量的提升。据此提出假设：

H1：企业数字化转型可以提高企业绿色治理水平。

将数字化技术和数字化嵌入企业的研发过程中，能够将企业内外的知识与研发资源进行最大限度的融合，从而使企业的绿色技术创新资源得到最优的配置，使企业的绿色技术创新的数量与质量得到提升[16]。数字化技术如物联网、人工智能、大数据分析等可以帮助企业设计和开发更环保和可持续的产品和服务。例如，通过物联网技术可以实现能源消耗的实时监控和调控，从而提高能源利用效率。通过绿色创新，企业将意识到环境对其经营和发展的重要性，并将环境保护和可持续发展作为战略目标纳入企业治理体系中。企业绿色创新可以进一步推动企业改变传统的经营模式和业务方式，鼓励企业引入新的技术、产品和服务，更加注重资源的节约利用和废物的再利用，从而改善企业的环境表现。因此作出假设：

H2：企业数字化通过促进企业绿色创新，进而提高企业的绿色治理水平。

传统公司治理过程中委托代理问题的产生也是由于各方信息的不对称从而使管理者出现“短视”行为，而企业绿色发展这一目标需要长期的资金投入则往往会被忽视[17]；同时在对外融资和外部监管过程中，外部机构获取企业内部信息存在难度，无形中会对企业的评估和环境监督的作用减弱[18]。数字化转型可以提高企业的信息透明度和沟通效率，强化了内外部监督机制。内部监督包括企业管理层对环境信息的监控，外部监督包括政府、投资者、消费者和社会组织等对企业环境行为的监督和评估。通过数字化转型减低信息不对称，可以减少对企业环境行为的欺诈和隐瞒，增加监督的有效性。随着社会对环境保护意识的提高，绿色治理成为企业吸引投资者和消费者的重要因素。通过数字化转型减低信息不对称，企业可以更好地展示自身的绿色治理成果，增强品牌的形象和价值。基于此进一步提出假设：

H3：企业数字化转型过程可以提高企业信息的透明度，从外部监管视角推进企业改善公司绿色治理。

三、研究设计

（一）数据说明

文章研究企业数字化转型对企业绿色治理水平的影响，上市公司数据来源是国泰安数据库、上市公司年度报告，考虑到对企业治理信息的披露是从2008年开始的，因此文章以2008—2022年A股上市公司为样本，构建了非平衡面板数据，同时对样本作如下调整：一是剔除了ST、ST*、暂停上市、退市的样本；二是删去了金融行业的企业数据；三是剔除上市不满一年、已经退市或被暂停退市的公司；四是为消除极端值的影响，对所有变量作了上下5%的缩尾处理。

（二）变量说明

解释变量：企业数字化转型（DIG）。关键词频法可以从多方面如人工智能、区块链、大数据、云计算、数字技术应用对企业数字化转型程度进行综合评估，因此文章选择文本分析的方法，具体参照吴非等人[19]选取与数字化转型相关的79个词语，除关键词前存在“没”“无”“不”等否定词语的表述以外，在上市公司年度财务报告或年报中管理层讨论与分析部分进行全文搜索，最后对统计结果通过对数化的方式标准化。

被解释变量：企业绿色治理水平（GGP）。从现有文献来看，对企业绿色治理水平的指标并不统一，包括从环境信息披露角度[20]、从企业环境治理的成效（企业当年获得的环保相关的奖励或惩罚）测算企业绿色治理绩效[21]、从治理架构、治理机制、治理效能和治理责任等四个方面进行综合评价构建上市公司绿色治理指数等，考虑到数据的获取难易程度以及指标评价的全面性，借鉴已有文献，采取主成分分析方法，根据企业披露的相关信息，选择环境治理质量、社会责任履行质量和公司治理质量等三个指标作为一级指标[22][23]，企业绿色治理水平具体的指标变量如下表1，其中KMO值为0.800,Bartlett检验p值接近0，可以进行主成分分析，具体成分指标见表1，关于环境治理质量，从环境管理、环境负债、环境业绩与治理、独立机构认证或外部奖励等四个方面进行评估，并对各项的分值采用如下公式进行标准化。

其中，为单个变量的具体得分，四个维度最优得分为34,EIQ为正向指标，该指标越大，表明企业的环境信息披露质量越好。

表1 绿色治理水平主成分分析变量

企业绿色创新（GIN）。参考成琼文和陆思宇[6]的研究，采取绿色专利申请数加1后取自然对数，作为企业绿色创新活动的度量指标。信息不对称程度（INM）：以企业信息透明度作为代理变量，参考刘艳霞等人[24]的度量方法，采用分析师跟踪人数加1后的自然对数衡量上市公司的信息透明程度，数字越大，则透明度越高。

控制变量：借鉴已有的关于绿色治理的相关文献，选取了以下控制变量：一是市账比(MAT)=市值/总资产；二是财务杠杆(LEV)=年末总负债/年末总资产；三是公司年龄(AGE)=观测年度（当前统计截止日期）-IPO年度；四是资产规模(SIZE)=年末总资产的自然对数；五是产权性质(STATE)，即国有企业取1,非国有企业取0；六是机构投资者持股占比(INP)，即机构持股占总股本比例；七是股票收益率(STY)，即考虑现金红利再投资的年个股回报率。

（三）模型设定

通过Hausman检验，得出p值为0.0000，故强烈拒绝原假设，因此选择使用个体面板固定效应模型。具体模型设定如下：

其中，下标i和t分别代表企业和年份，β表示相关系数值，μi表示个体固定效应，λt表示时间固定效应，εi,t表示随机误差项。

表2 主要变量统计结果

（四）描述统计

表2是各变量的统计结果，企业绿色治理绩效均值为1.719，标准差为1.083,25%分位点为0.673，而75%分位点为2.574，表明不同企业间绿色治理水平存在差距，企业数字化转型程度平均值为1.258，标准差为1.374,25%分位点为0，表明有超过25%的企业未开展数字化，不同企业间的数字化程度也不同，这为下一步的验证提供了基础。

四、实证分析

（一）基准回归

表3为对核心关系的线性回归检验结果，列（1）和列（2）分别是不加控制变量和加入控制变量后的固定效应回归结果，列（1）中得到的回归系数为0.038，且在1%水平上显著，可以看出数字化转型对企业绿色治理水平的提高有显著促进作用。在加入控制变量后，核心解释变量的回归系数变为0.02，有所减小，但与前者保持相同的显著性和方向。因此，可以得出企业数字化转型正向提高企业的绿色治理水平，假设H1得到验证。

表3 数字化转型与企业绿色治理回归结果

（二）内生性与稳健性检验

1. Heckman两阶段回归模型

考虑到有超过1/4的样本未进行数字化转型，对这一部分企业的回归中无法观测到其对绿色治理的作用，为缓解可能存在的样本选择偏误问题，下面采用Heckman两阶段模型对样本进行检验。企业数字化转型过程中需要资金支持，在这一过程中，融资约束会影响到企业数字化的选择[25]，同时，第一阶段在控制变量基础上引入融资约束变量SA指数估计企业进行数字化转型的概率计算出逆米尔斯比率IMR，第二阶段将IMR作为控制变量加入基准回归模型中，回归结果见表4中的列（1），数字化转型在1%水平下显著提高企业绿色治理水平。

2. 工具变量法

工具变量法是目前解决反向因果、变量测量偏差等内生性问题的最有效的方法，考虑到数字化与企业绿色治理间可能的反向因果关系，选择以上市公司所在地距离杭州的球面距离（dis）作为工具变量的估计结果，采用2SLS法进行回归，结果见表4，列（2）为第一阶段回归，列（3）为第二阶段回归结果，F值大于10，通过弱工具变量检验，最终结果显示数字化转型与企业绿色治理显著正相关。

3. 替换变量

替换变量方法可以缓解由于变量可能存在的测量偏差而导致的估计偏误问题，选择替换核心解释变量，参考赵宸宇等人[26]做法，对数字技术应用、互联网商业模式、智能制造、现代信息系统等四个维度99个数字化相关词频进行统计，取对数后得到数字化转型程度值，进行固定效应回归，基于数据的可得性，选取从2008—2021年作为样本时间，检验结果如表4中的列（4）所示，表明基准回归结果是稳健的。

表4 Heckman、工具变量与替换变量检验结果

五、作用路径

（一）绿色创新效应

根据温忠麟和叶宝娟[27]对中介效应和模型的总结，可分为逐步法、sobel检验与bootstrap检验，其中通常以三步回归法作为基础，在回归系数不显著的情况下，进一步通过sobel和boostrap检验，文章选择三步法模型进行中介效应检验。

表5中的列（1）与列（2）是第三步对绿色创新这一中介效应的检验结果，结果显示，数字化转型确实能够提高企业的绿色创新能力，在1%水平上显著，但第三步检验发现绿色专利发明的增加却会降低企业的绿色治理水平。这一结论与上文假设相反，由于ab与c'异号，即绿色创新存在遮掩效应，为进一步检验结论选择将中介进一步替换为绿色科研投入率，同时考虑到数字化对科研的滞后和创新对绿色治理改善的滞后效应，对数字化转型做滞后一期处理；同时将绿色治理指标参考姜广省等[11]的构建方式(JF)替换原变量再次验证，但结果也如列（3）、列（4）所示，这可能是由于企业在进行绿色创新的过程中会投入大量的资金，这些资金的投入会减少原本用于改善企业治理水平方面的资金投入。因此假设2未得到有效证实。

（二）信息透明度效应

表5列（5）和列（6）是信息透明度的中介效应检验结果，数字化转型在1%水平上显著提高企业信息的透明度，系数为0.028，通过第三步检验，信息透明度的提高在数字化转型与绿色治理中企业部分中介作用。据此，假设3得到验证。

表5 绿色创新与信息透明度的机制检验结果

表6 政策与不同类型企业异质性检验

六、进一步讨论

政府的宏观政策对企业行为具有引导和约束作用，随着国家“双碳”目标的宣布以及推行“绿水青山就是金山银山”理念，政府也颁布了一系列政策举措，如绿色信贷政策、碳排放权交易制度等，在企业数字化转型过程中，不同地区不同行业由于受到的政策约束不同，其对企业的绿色治理水平的改善也会出现差别，因此以绿色信贷政策实施作为虚拟变量，将2012年《绿色信贷指引》发布后和属于《绿色信贷实施情况关键评价指标》中A类的企业（Gcres）设为1，其余设为0，即构建双重差分项，进行异质性检验，表6为实证结果，表明相比未受到政策约束的企业，受到绿色信贷政策约束的企业具有更大的动力去提高自身的绿色治理水平。

国有企业与民营企业在公司治理、运营目标上都有很大区别，尽管国家近些年在大力推进国有企业改革，激发企业内部活力，但受限于自身性质，在治理过程中总是不可避免地出现所有权剩余的问题，即高管的不作为与企业的资源利用效率和最大化问题，反映在文章的研究问题上数字化转型过程中，作为既得利益者，由于绿色化改革需要持续的投入和更多的精力投入以及收益的长远性，国企高管的改革动力不足，甚至会阻碍企业的绿色化改革，相比于内部治理的较为隐性的变化，管理者们会更倾向于将资金投入更加明显的绿色创新发明。因此将国有与非国有企业进行分别检验，如表6所示，STATE=1代表国有企业，0代表非国有企业，结果显示相比于国有企业，非国有企业通过数字化转型进而提升自己的绿色治理水平的作用更大。

七、结论

文章以2008—2022年A股上市公司作为样本，通过面板固定效应模型研究了企业数字化转型对企业绿色治理水平的影响。之后从创新效应和信息不对称角度分析了其可能存在的作用机制。研究结果表明，企业数字化转型能够提高企业的绿色治理水平。在这一过程中主要通过改善企业内外部信息透明度方式督促和激励企业提高自身的绿色治理能力，而不是通过绿色创新；同时政府绿色信贷政策的实施使受约束的企业有更大动力通过数字化转型提高自身绿色治理水平，相比国有企业，非国有企业的促进作用更加明显。

基于以上结论，可得出如下启示：第一，协同推进数字化建设与企业的绿色治理变革。企业应充分利用自身资源，实现信息传递、商业模式和组织机制的智能化建设。将绿色发展理念嵌入股东、董事会、管理层、员工的工作思维中，推动企业数字化转型与绿色治理的协同，运用数字技术、云计算、平台化的方式提升资源的配置效率、管理效率，实现公司利益相关者在绿色发展上的目标一致性。第二，充分利用数字化实现创新与企业绿色治理的改善以及由于信息不对称的减少带来的外部监督和激励。企业要充分了解数字化给公司带来的变化，在重视绿色技术和发明创新的同时，也要思考数字化为企业带来的治理创新，如治理结构、机制、沟通的绿色化变革。随着数字化的到来，信息的获取变得更加快捷，外部机构和投资单位对企业的发展状况有更清楚的了解，企业要抓住机会利用外部对绿色的青睐，获取绿色信贷和资金的支持，推进自身的治理变革。第三，政府要善用环境相关政策。与惩罚性规制政策相比，带有市场性质的约束和激励政策有时会对企业提高绿色治理绩效起到更好的作用。政府要积极发挥引导和约束作用，通过政治、经济和法律手段，完善我国数字基础设施建设，为企业数字化转型提供合适的环境，通过政策引导企业在转型过程中实现对绿色治理以及治理效果的思考和变革，助力企业提高自身绿色治理质量。

参考文献:

[1]李维安.绿色治理:超越国别的治理观[J].南开管理评论,2016(6).

[2]宋德勇,朱文博,丁海.企业数字化能否促进绿色技术创新?———基于重污染行业上市公司的考察[J].财经研究,2022(4).

[3]谢雄标,吴越,严良.数字化背景下企业绿色发展路径及政策建议[J].生态经济,2015(11).

[4]何小钢,钟湘菲.数字化赋能企业“绿色升级”的机制和路径研究———基于中国工业企业的经验证据[J].管理学刊,2023(4).

[5]寇冬雪,张彩云,张小溪.企业数字化赋能企业绿色化转型的方式:从信息披露到创新驱动[J].北京工业大学学报(社会科学版),2023(6).

[6]成琼文,陆思宇.数字技术应用､经济不确定性与绿色创新[J].软科学,2023(5).

[7]李金昌,连港慧,徐蔼婷.“双碳”愿景下企业绿色转型的破局之道———数字化驱动绿色化的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2023(9).

[9]李维安,张耀伟,郑敏娜,等.中国上市公司绿色治理及其评价研究[J].管理世界,2019(5).

[10]王爱国,刘洋,刘玉玉.国有股权参股与民营重污染企业绿色治理[J].财务研究,2022(1).

[11]姜广省,卢建词,李维安.绿色投资者发挥作用吗?———来自企业参与绿色治理的经验研究[J].金融研究,2021(5).

[12]张娆,郭晓旭.碳排放权交易制度与企业绿色治理[J].管理科学,2022(6).

[13]黄莲琴,梁晨,何蔓莉.公司绿色治理:公众与媒体的力量[J].会计研究,2022(8).

[14]陈德球,胡晴.数字经济时代下的公司治理研究:范式创新与实践前沿[J].管理世界,2022(6).

[15]杨天山,袁功林,武可栋.企业数字化转型能否促进绿色创新效率提升?[J].企业经济,2023(10).

[16]郭丰,杨上广,柴泽阳.企业数字化转型促进了绿色技术创新的“增量提质”吗?———基于中国上市公司年报的文本分析[J].南方经济,2023(2).

[17]王旭,王兰.难辞其咎的大股东:绿色创新导向下政府补贴对绿色创新驱动乏力的新解释[J].研究与发展管理,2020(2).

[18]王运陈,杨若熠,贺康,等.数字化转型能提升企业ESG表现吗?———基于合法性理论与信息不对称理论的研究[J].证券市场导报,2023(7).

[19]吴非,胡慧芷,林慧妍,等.企业数字化转型与资本市场表现———来自股票流动性的经验证据[J].管理世界,2021(7).

[20]祁怀锦,曹修琴,刘艳霞.数字经济对公司治理的影响———基于信息不对称和管理者非理性行为视角[J].改革,2020(4).

[22]全晶晶.机构投资者持股与企业社会责任信息披露[J].经济问题,2022(1).

[23]周宏,周畅,林晚发,等.公司治理与企业债券信用利差———基于中国公司债券2008-2016年的经验证据[J].会计研究,2018(5).

[24]刘艳霞,陈乐,周昕格.数字化转型与绿色创新:基于信息的双重效应识别[J].改革,2023(10).

[25]彭晓洁,张建翔,王光旭.减税降费对企业数字化转型的影响[J].金融与经济,2023(5).

[26]赵宸宇,王文春,李雪松.数字化转型如何影响企业全要素生产率[J].财贸经济,2021(7).

[27]温忠麟,叶宝娟.中介效应分析:方法和模型发展[J].心理科学进展,2014(5).

基金资助:新疆维吾尔自治区社会科学基金(21BJY042);

文章来源:张帅星,孙戈兵.数字化转型对企业绿色治理影响分析——基于创新赋能与信息不对称视角[J].边疆经济与文化,2024,(12):34-40.