数字化提升企业绿色创新质量的机制研究

朱小刚，刘 博，刘春年

(南昌大学 公共政策与管理学院，江西 南昌 330031)

一、问题提出

解决传统经济增长模式所带来的问题，实现发展方式的绿色转型，需要认真应对环境库兹涅茨曲线拐点的重大挑战[1]。党的二十大强调要“加快发展方式绿色转型”。绿色创新是推进绿色转型的重要动力，能够有效促进经济效益与生态效益的协调统一。

企业在追求绿色创新的过程中，尽管绿色创新的专利申请数量不断增加，但绿色创新质量却存在参差不齐的情况，难以确保其创新成果的价值和效用。此外，随着大数据、云计算、区块链、人工智能等新一代数字技术的快速发展及其在社会经济各领域的渗透和融合，数字经济正在成为重组全球要素资源和改变全球竞争格局的关键力量。为抢抓数字经济发展新机遇、构筑国家竞争新优势和助力经济高质量发展，发展数字经济已上升为国家战略。

随着数字技术与实体经济的深度融合，中国数字经济规模不断壮大，已成为经济增长的新引擎。数字技术正在重塑企业内外部环境，对企业绿色创新产生重要影响作用[2]。在此背景下，企业数字化能否促进企业开展高质量绿色创新活动？在此过程中，企业数字化如何促进绿色创新生态系统建设和实现绿色创新过程虚拟化，服务于企业绿色创新质量提升？因此，探究企业数字化对绿色创新质量的作用机理具有非常重要的意义。

近年来，绿色创新与企业数字化之间的关系开始受到学术界的关注。多项研究表明，企业数字化对其绿色创新具有促进作用。例如，企业数字化可以提高其绿色创新能力和效率，进而促进其绿色创新发展[3-6]。此外，部分学者还考察了信息共享水平、知识整合能力和资源投入在企业数字化与绿色创新之间的中介作用[5-6]，以及内部控制、机构所有权和技术整合能力对绿色创新与企业数字化之间关系的调节作用[7-8]。尽管企业数字化与绿色创新的相关研究成果比较丰富，但现有研究仍处于初步探索阶段，还未形成较为系统的理论框架。首先，在分析对象方面，尽管绿色创新质量在企业绿色转型中发挥着重要作用[5]，大部分文献主要考察了企业数字化对绿色创新数量的影响[6-7]，但鲜有学者深入考察企业数字化对其绿色创新质量的影响。其次，在中介机制分析方面，虽然企业数字化能够增强其风险承担能力[9]，很少有学者从风险承担维度探究其在企业数字化与绿色创新质量之间的中介机制。最后，在调节机制分析方面，尽管市场竞争在资源配置中发挥着基础性作用[10]，鲜有学者从市场竞争视角探究其对企业数字化与绿色创新质量之间关系的调节作用。

鉴于此，本文基于中国A股上市公司的面板数据，运用多元回归分析模型，将企业数字化、风险承担、市场竞争与绿色创新质量纳入统一研究框架，探究企业数字化对其绿色创新质量的作用机制。本文的边际贡献主要体现在三个方面：首先，从绿色创新质量方面，考察企业数字化对其绿色创新质量的影响，丰富了企业数字化对企业绿色创新影响的研究视角；其次，从风险承担维度，探究其在企业数字化与绿色创新质量之间的中介作用，进一步打开企业数字化与绿色创新之间的“黑箱”，为探究企业数字化与绿色创新质量之间的关系提供了新思路；最后，从市场竞争的资源配置视角，分析市场竞争对企业数字化与绿色创新质量之间关系的调节作用，拓展了企业数字化对绿色创新影响研究的情境因素。因此，深入探究企业数字化对其绿色创新质量影响的内在机制，可以更好地把握企业数字化与绿色创新之间的关系，能够为企业的数字化战略安排和政府的市场竞争环境培育提供理论指导和实践参考。

二、理论分析与研究假设

(一)企业数字化与绿色创新质量

与绿色创新数量相比，绿色创新质量更加关注绿色创新的实际效果和质量水平，是推动企业绿色创新由量变向质变转变的重要指标，对于实现可持续发展目标、获得经济效益、树立品牌形象和确保长期竞争力等方面具有重要影响。企业数字化对其绿色创新质量的影响主要体现在三个方面。首先，大数据技术为企业绿色创新决策提供了海量、非标准和非结构化的数据。面对如此庞大和复杂的数据信息，传统分析技术难以应对，但是大数据技术能够对这些数据进行全面的和深入的分析，有效地揭示数据背后隐藏的规律[7-8]，为企业绿色创新决策捕获有价值的信息，进而提高绿色创新决策的科学性[9]，避免绿色创新的盲目性；同时，企业数字化可以为企业提供更加高效、精准和智能化的绿色技术创新解决方案，进而有助于企业绿色创新质量的提升。其次，数字化能够增强企业绿色创新资源的获取能力。企业只有不断地获取外部知识，才能持续提升绿色创新质量。数字化技术的连接性和融合性等特征打破了企业绿色创新的时空界限，重构了企业创新知识网络[11]，为企业获取外部知识提供了新的途径和机会[12]，拓展了企业知识的广度和深度，增强了企业知识的丰富性和异质性[11]，为提升企业绿色创新质量提供强有力的资源支撑。最后，数字化能够通过增强企业绿色创新协同效应来提升企业绿色创新质量。数字化能够促进企业绿色创新生态系统的构建，实现绿色创新过程虚拟化，有利于企业与其他创新主体之间的创新知识合作和共享，增强企业技术创新协同[6]，有利于企业绿色创新质量的提升。一方面，数字化能够促进绿色创新生态系统建设。数字化能够促进企业间以及企业与高校、研究机构之间的技术交流和知识共享，使得企业能够更加容易地获取和共享各种绿色创新资源。另一方面，数字化能够实现绿色创新过程虚拟化。数字化使得企业绿色创新过程虚拟化成为可能，企业可以利用虚拟化的方式进行绿色创新，快速、实时地进行信息、知识的产生、传播、交流和共享[8]，大幅度降低企业绿色创新的成本，有助于绿色技术效率的提高和绿色创新质量的提升。基于上述分析，提出如下假设。

假设1：企业数字化能够促进绿色创新质量的提升。

(二)风险承担的中介效应

数字化水平高的企业通常具有更强的风险承担能力[9]，主要是因为数字化技术可以通过数据分析和智能化决策等手段，帮助企业预测和控制风险，提高企业风险控制能力，有助于降低企业陷入财务困境的概率和降低企业绿色创新失败的概率。首先，数字化技术使企业能够实施智能化的风险管理，能够更好地应对外部不确定性风险。通过自动化和智能化的风险管理系统，企业能够更好地识别、评估和控制风险，并及时采取相应的措施。这种智能风险管理使企业能够更好地应对风险，减少潜在的损失，提高风险承担能力。其次，数字化技术能够降低企业陷入财务困境的概率。企业绿色创新是一种冒险行为，而冒险是一种资源消耗活动，具有很强的资源依赖性[13]，如果企业开展绿色创新不能获得足够的资源支持，会导致绿色创新的低效率甚至失败。数字化技术可以降低企业与市场之间的信息不对称[14]，能够提高企业获取外部融资的机会，降低企业陷入财务困境的概率，有助于提高企业创新的抗风险能力[9]。最后，数字化技术能够降低企业绿色创新失败的概率。数字技术增强了企业处理海量信息的能力，能够帮助企业准确识别和科学选择最佳的创新路径，降低了因创新路径选择失误而导致创新失败的风险，而且数字化技术能够对企业绿色创新面临的潜在风险进行全天候的监测与预警，从而减小企业绿色创新失败的概率，有助于提高企业风险承担水平[15]。基于上述分析，提出如下假设。

假设2a：企业数字化对企业风险承担能力产生正向的促进作用。

企业风险承担能力对其绿色创新质量具有重要影响。企业创新伴随着高风险，其风险承担能力会影响其绿色创新的决策、行为和质量。风险承担能力低的企业不太可能从事高风险和高质量的创新活动[16]；风险承担能力高的企业，其抗风险能力强，更有能力和更有愿意从事高风险的绿色创新活动。与传统创新相比，绿色创新兼具绿色和创新双重特征，其失败的风险较高。首先，风险承担能力强的企业通常具备更多的资源和实施能力，这使其能够更好地投入绿色创新，并在绿色研发过程中承担更大的风险。这种资源投入和风险承担能力的增强有助于提高企业绿色创新质量。其次，风险承担能力强的企业通常更具有长期战略眼光和可持续发展意识。这些企业更愿意在绿色创新方面进行长期投资，并将其纳入企业的战略规划中。这种长期战略和可持续发展意识使企业更加关注绿色创新的质量和长期效益，而不仅仅追求短期利润。这些企业更倾向于开发具有高环保性能和社会效益的创新解决方案，从而提高绿色创新的质量。最后，风险承担能力强的企业通常拥有高素质的团队，能够更好地应对绿色创新过程中的技术不确定性风险，敢于尝试新的绿色创新方法和技术，有助于提升绿色创新质量。因此，企业绿色创新质量的高低受到其风险承担能力的影响，即企业承担风险能力越强，其选择高风险绿色创新投资项目的可能性越大，且高风险的投资项目常常伴随着高质量的绿色创新成果。基于上述分析，提出如下假设。

假设2b：企业风险承担能力对企业绿色创新质量产生正向的促进作用。

上述分析显示，数字化水平高的企业通常具有更强的风险承担能力，这些企业的绿色创新质量更高，即企业数字化水平可以通过直接影响其风险承担能力进而间接地影响其绿色创新质量，风险承担能力在企业数字化与绿色创新质量之间可能发挥中介作用。因此，本文提出研究假设2。

假设2：风险承担在企业数字化与绿色创新质量之间发挥着重要中介作用。

(三)市场竞争的调节作用

企业数字化对绿色创新质量的作用效果会受到其资源配置效率的制约，市场竞争是影响企业资源配置的重要机制，市场竞争主要通过优胜劣汰的奖惩机制和外部治理机制来影响企业资源配置及其效率，进而影响企业数字化对绿色创新质量的作用效果。

首先，市场竞争的奖惩机制会促使或激励企业优化资源配置，增强企业数字化对绿色创新质量的提升作用。一是市场竞争具有惩罚作用。有学者认为市场竞争具有惩罚作用，充分竞争的市场使经营不善的企业被清算或被兼并，使低效率的企业被淘汰[17]。市场竞争的加剧会导致企业破产，威胁企业生存，迫使企业及时应对不断变化的市场和竞争对手的行动，充分利用市场机会和消除威胁[18-19]。二是市场竞争具有奖励作用。市场竞争不仅能够使具有竞争优势的企业获取垄断“租金”，而且激励企业优化数字化资源和绿色创新资源的配置，通过提升绿色创新质量来获得政府、销售商、消费者、投资者等利益相关者认可，获取利益相关者提供的稀缺资源。因此，市场竞争的奖惩机制对企业决策具有重要影响[17]，尤其会影响企业的投资政策[20]。在市场竞争的情境下，数字化和绿色创新是提升企业核心竞争力的关键因素，为防止被市场淘汰、获取垄断“租金”和稀缺资源，企业会加大对数字化和绿色创新的资源投资力度，优化绿色创新资源配置，有效防止资源配置不足和错配产生的低效率，进而能够增强企业数字化对绿色创新质量的提升作用。

其次，市场竞争的治理机制会促使或激励企业经理人优化资源配置，增强企业数字化对绿色创新质量的提升作用。企业数字化和绿色创新具有高投入、高风险性和收益滞后性等特征，在“两权分离”的现代公司，经理人可能存在通过资源错配谋取私利的机会主义行为。市场竞争是激励经理人实现企业价值最大化的重要外部治理工具。激烈的市场竞争会将低效率的公司淘汰出市场，迫使经理人自觉地优化企业资源配置[21-22]，否则，企业被淘汰或破产不仅会损毁经理人的职业声誉，减少经理人的报酬，而且会使经理人面临被解雇的风险。出于自身职业声誉、丰厚报酬和职业安全等方面的考虑，企业经理人有动力降低资源错配的代理问题。因此，市场竞争优胜劣汰的奖惩机制和外部治理机制，能够促使(或激励)企业经理人优化企业数字化和绿色创新资源，进而能够增强企业数字化对绿色创新质量的提升作用。基于上述分析，提出如下假设。

假设3：市场竞争对企业数字化与绿色创新质量之间的关系具有正向调节作用。

综上所述，本文构建的理论模型如图1所示。

图1 理论模型

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本文初始样本为2009年至2021年的中国A股上市公司，企业数字化的数据主要来自上市公司年报，运用爬虫工具获取；企业绿色创新质量数据来自中国研究数据服务平台数据库(CNRDS)，其余数据均来自深圳希施玛数据科技有限公司CSMAR中国经济金融研究数据库。按照现有研究惯例对样本进行筛选：一是剔除金融类上市公司的样本，二是剔除上市公司中的ST公司的样本，三是剔除相关数据缺失的上市公司样本。然后，对连续取值中出现异常值的变量进行上下1%缩尾处理。最后共获取26 287个观测值。

(二)变量说明

1.被解释变量

绿色创新质量(GIQ)。现有研究将绿色创新分为绿色工艺创新和绿色产品创新[23]、绿色专利[24]、绿色研发[25]等方面。绿色专利数仅能测度绿色创新的数量或水平，而不能测度绿色创新的质量。借鉴张铂晨和赵树宽(2022)[26]的研究，剔除不属于绿色创新的专利数据，将绿色、低碳、节能、减排等相关专利作为企业绿色专利。现有研究主要从专利技术含量、被引用情况、经济价值来评估绿色创新质量[27]。本文借鉴普兰克和多布林格(Plank &Doblinger，2018)[28]的研究，以绿色专利各年被引用次数加1的自然对数来测度绿色创新质量，分别以申请或授权绿色发明专利各年被引用次数加1的自然对数作为绿色创新质量的代理变量，用符号GIQA和GIQG表示。

2.核心解释变量

企业数字化(ED)。人工智能、区块链、云计算、大数据等技术构成了企业数字化的核心底层技术架构[29]。企业年报中数字化相关特征词的词频数能够用来比较科学地测度企业数字化水平或程度，因为企业年报是企业对外披露的重要文件，其中出现频率较高的数字化相关词汇可以反映企业对数字化的关注度和重视程度。如果一个企业在年报中频繁提及数字化相关词汇，意味着数字化在其战略规划和业务发展中扮演着重要角色。因此，本文主要借鉴李和沈(Li &Shen，2021)[7]、吴非等(2021)[14]的数据获取和指标设计思路，运用计算机编程技术Python爬虫功能归集整理了中国A股上市企业的年度报告，并通过JavaPDFbox库提取数字化相关的文本内容作为数据池，从大数据、云计算、区块链、人工智能和数字技术应用五个维度，归纳、汇总和计算了企业数字化相关特征词的词频数，如表1所示。由于企业数字化词频数存在右偏性特征，本文借鉴已有文献[14]对其进行了对数化处理，以数字化相关的词频数加1的自然对数作为企业数字化的代理变量。由于用于刻画企业数字化的特征词较多，特征词之间的信息重叠可能影响指标测度的准确性，为消除信息重叠导致的测度偏误，本文主要使用主成分分析合成一个综合指数的方法[30]，在稳健性检验时，将大数据、区块链、人工智能、云计算和数字技术应用等相关词频数合成为一个综合性指标，作为企业数字化的代理变量，用CED表示。主成分分析的KMO值为0.679(大于0.6)，巴特利特(Bartlett)球形检验的P值为0.000，说明以主成分分析方法计算的综合性指标能够较好地测度企业数字化。

表1 企业数字化的特征词分类指标

3.中介变量

风险承担(RT)。企业盈利的波动性被最广泛地用于衡量企业风险承担，故借鉴余明桂等(2013)[31]的指标设计思路，先将企业每一年的EP(为企业i在n年的税息折旧及摊销前利润EBITDA与n年末资产总额ASSETS的比率)减去该年度企业所在行业的平均值，然后计算企业在每一个观测时段内经行业调整的EP的标准差(ADJ_EP)，用以衡量企业对应时段的风险承担能力。

首先，对企业每一年的EP采用行业平均值进行调整：

然后，计算企业在每一观测时段内经行业调整的EP的标准差，即风险承担(RT)：

4.调节变量

市场竞争(MC)。现有文献主要以赫芬达尔指数[32]、产品市场规模与竞争对手数量的比率[33]、市场份额与竞争对手数量的比率[34]等指标测度企业市场竞争程度。赫芬达尔指数(HHI)能够用来较为准确地刻画行业内企业市场份额的集中程度，是测度市场竞争程度最常用的衡量标准[35]，计算方法为行业内每家公司的市场份额的平方求和，计算公式为：HHI=∑(Salei/IndustrySale)2，其中i为行业内公司的数量，Salei为第i家企业的营业收入，IndustrySale为行业总营业收入。较高的HHI指数反映出市场中有较少的公司占有多的市场份额，即市场垄断程度较高，这也意味着较低的市场竞争程度。为了能够更直观地刻画市场竞争程度，主要借鉴已有文献[36]的指标设计方法，以MC=1-HHI指数来衡量市场竞争程度，MC越高表明市场竞争越激烈。

5.控制变量

为了排除其他因素对企业绿色创新质量的潜在影响，借鉴已有文献[6-7，37]，主要从公司业务特征、绩效和治理三个方面对变量进行了控制。其中，为克服样本偏误，公司上市年限(IPO)用企业实际年数的自然对数计算；为克服样本偏误，无形资产规模(IAS)用无形资产净额的自然对数计算；资本结构(LEV)用非流动负债除以期末总资产计算；市净率(PBR)用每股股价与每股净资产的比率计算；两职合一(DUT)用董事长与CEO兼任赋值为1，否则赋值为0的哑变量计算；董事会结构(BST)用独立董事人数占董事总人数的比例计算；高管持股(EST)用企业董监事高管持有公司股票数占公司总股数的比例计算。

(三)实证模型构建

为检验假设1，即企业数字化对绿色创新质量的影响关系，借鉴已有研究[6-7]，构建模型如下：

GIQit=α0+α1EDit+α2IPOit+α3IASit+α4LEV+α5PBR+α6DUTit+α7BSTit+α8ESTit+υi+γt+εit

(3)

其中，i是第i家企业，t是企业在t年，被解释变量为绿色创新质量(GIQ)，主要包括GIQA(用申请绿色发明专利各年被引用次数加1的自然对数测度)和GIQG(用授权绿色发明专利各年被引用次数加1的自然对数测度)，核心解释变量为企业数字化(ED)，控制变量为上市年限(IPO)、无形资产规模(IAS)、资本结构(LEV)、市净率(PBR)、两职合一(DUT)、董事会结构(BST)、高管持股(EST)，υ为个体效应，γ为时间效应，ε为随机误差项。根据研究假设1，预计α1显著为正。

为检验假设2，即风险承担在企业数字化与绿色创新质量之间的中介效应，借鉴已有研究[22]的模型设计思路，在式(1)的基础上，构建中介效应模型如下：

RTit=θ0+θ1EDit+θ2IPOit+θ3IASit+θ4LEV+θ5PBR+θ6DUTit+θ7BSTit+θ8ESTit+υi+γt+μit

(4)

GIQit=γ0+γ1EDit+γ2RTit+γ3IPOit+γ4IASit+γ5LEV+γ6PBR+γ7DUTit+α8BSTit+γ9ESTit+υi+γt+ξit

(5)

其中，风险承担(RT)为中介变量，μ和ξ为随机误差项，其余变量含义与式(3)一致。根据研究假设2，预计θ1、γ1和γ2均显著为正。

为检验假设3，即市场竞争对企业数字化与绿色创新质量关系的调节作用，在式(3)的基础上，分别增加了市场竞争变量及其与企业数字化的交乘项，构建模型如下：

GIQit=β0+β1EDit+β2MCit+β3MCit×EDit+β4IPOit+β5IASit+β6LEVit+β7PBRit+β8DUTit+β9BSTit+β10EST+υi+γt+ζit

(6)

其中，调节变量为市场竞争(MC)，市场竞争(MC)与企业数字化(ED)的交乘项为MC×ED，ζ为随机误差项。根据研究假设3，预计β3显著为正。

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表2是主要变量的描述性统计。企业绿色创新质量(GIQA)的均值为0.165，标准差为0.708，最小值为0.000，最大值为6.603；企业绿色创新质量(GIQG)的均值为0.125，标准差为0.603，最小值为0.000，最大值为6.215。上述结果均说明中国企业绿色创新质量有待提高，且存在较大差异。企业数字化程度(ED)的均值为1.105，标准差为1.322，最小值为0.000，最大值为4.868，说明中国企业数字化程度有待提高，且企业之间存在较大差异。

表2 描述性统计

(二)多元回归分析

1.基本回归分析

表3为企业数字化与绿色创新质量(GIQA和GIQG)的回归估计结果。在分析之前，先对模型进行选择。运用F检验和豪斯曼(Husman)检验发现固定效应模型最佳，故选择固定效应模型。列(3)和列(6)均显示企业数字化(ED)的回归系数在1%水平显著为正，表明假设1得到验证，说明数字化能够提升企业绿色创新质量，主要是因为数字化能够提升企业绿色创新决策的科学性、增强企业绿色创新资源的获取能力和实现企业绿色创新资源的协同效应，进而能够提升企业绿色创新质量。

表3 基本回归估计结果

2.风险承担的中介效应检验

表4为企业数字化对绿色创新质量影响的中介机制估计结果。在表4列(1)中企业数字化(ED)的回归系数在5%的水平显著为正(θ1=0.001，t=2.170)；在列(2)和列(3)中ED的回归系数均在10%的水平显著为正(γ1=0.006，t=1.750；γ1=0.004，t=1.870)，且风险承担(RT)的回归系数均在1%的水平显著为正(γ2=0.180，t=2.980；γ2=0.031，t=3.620)。上述结果均表明风险承担在数字化与企业绿色创新质量之间发挥部分中介作用，假设2a、假设2b和假设2均得到验证，说明数字化能够通过增强企业风险承担能力的中介机制来提升其绿色创新质量。

3.市场竞争的调节作用检验

表5为企业数字化对绿色创新质量影响的市场竞争调节作用估计结果。表5列(1)显示，市场竞争(MC)与企业数字化(ED)的交乘项(MC×ED)的回归系数在1%的水平显著为正(β1=0.169，t=6.19)；列(2)显示，市场竞争(MC)与企业数字化(ED)的交乘项(MC×ED)的回归系数在1%的水平显著为正(β1=0.076，t=3.53)。上述结果均表明假设3得到验证，说明市场竞争(MC)能够增强企业数字化对绿色创新质量(GIQA和GIQG)的促进作用，即市场竞争越激烈，企业数字化对绿色创新质量的促进作用越大，主要因为市场竞争的优胜劣汰机制和外部治理机制能够优化企业数字化和绿色创新的资源配置，增强数字化对企业绿色创新质量的促进作用。

表4 风险承担的中介效应估计结果

表5 市场竞争的调节作用估计结果

(三)稳健性检验

本文运用倾向得分匹配(PSM)、工具变量法、赫克曼(Heckman)两阶段、模型替换、变量替换等方法对上述结果进行稳健性检验(1)限于篇幅，省略稳健性检验的具体回归结果，备索。。

1.倾向得分匹配

本文采用学术界常用的倾向得分匹配方法[38]，对企业数字化与绿色创新的关系进行稳健性检验。采用评定(Logit)模型和逐步回归分析方法对匹配变量进行筛选，回归结果(限于篇幅不再详细展示)显示，所选匹配变量的回归系数均在1%水平显著，说明匹配变量的选择较为合理。

共同支撑假设检验结果见图2和图3。与图2相比，图3的倾向得分匹配明显修正了实验组(有数字化的企业)与控制组(未有数字化的企业)样本倾向得分值的分布偏差，匹配效果比较理想，能够满足倾向得分匹配分析的共同支撑假设。平衡性假设检验结果(限于篇幅不再详细展示)显示，匹配后各变量标准偏差的绝对值都控制在5%以内，能够满足倾向得分匹配分析的平衡性假设。

图2 匹配前实验组与控制组的核密度函数分布

表6为被解释变量(GIQA和GIQG)的平均处理效应结果。在对变量进行匹配之后，得到的实验组和控制组的样本相似，说明实验组和控制组样本之间的差异仅存在于企业是否有数字化，匹配后的差异可以代表企业数字化对企业绿色创新质量影响的净效应。表6报告了通过最近邻匹配前后的估计结果，其中实验组企业绿色创新质量的均值显著高于控制组，即企业数字化能够促进其绿色创新质量，说明上述研究结论未受到样本自选择的影响。

表6 平均处理效应

2.工具变量法

由于可能存在一些不可观测因素同时对企业数字化和绿色创新质量产生影响，本文研究结论可能受到某些遗漏变量的干扰。在工具变量选取方面，本文主要借鉴菲斯曼和斯文松(Fisman &Svensson，2007)[39]的工具变量设计思路，以同年同行业、同年同地区企业数字化的平均值(myi_ED、myp_ED)作为企业数字化(ED)的工具变量。检验结果显示，工具变量不存在弱工具变量和过度识别问题。第一阶段的结果显示，myi_ED和myp_ED的回归系数均在1%的水平显著为正，且企业数字化(ED)的回归系数分别为0.048和0.036，均在1%的水平显著为正，即企业数字化对绿色创新质量(GIQA和GIQG)具有促进作用，估计结果均说明在考虑遗漏变量之后，上述研究结论依然稳健。

3. Heckman两阶段

考虑到企业绿色创新质量可能会存在样本选择偏误问题，本文采用Heckman两阶段模型对上述研究结论进行稳健性检验。企业数字化对绿色创新质量(GIQA)影响的Heckman两阶段估计结果显示，逆米尔斯比率(IMR)的回归系数不显著，说明不存在样本选择偏误问题，且企业数字化(ED)的回归系数在1%的水平显著为正(α1=0.133，t=5.51)，说明上述研究结论具有较强的稳健性。企业数字化对绿色创新质量(GIQG)影响的Heckman两阶段估计结果显示，逆米尔斯比率(IMR)的回归系数不显著，说明不存在样本选择偏误问题，且企业数字化(ED)的回归系数在1%的水平显著为正(α1=0.167，t=6.18)，估计结果均说明上述研究结论依然稳健。

4.模型变换

本文以申请和授权绿色专利被引用数作为企业绿色创新质量(GIQA和GIQG)的代理变量，而有些企业的申请和授权绿色专利被引用数为0，被解释变量数据呈现右偏态，如果采用多元回归模型，回归结果可能会出现偏误。由于截尾回归(tobit)模型能够有效规避被解释变量受限时采用多元回归带来的结果偏误，故采用tobit回归模型进行稳健性检验。检验结果显示，企业数字化(ED)的回归系数均在1%的水平上显著(α1=0.034，t=9.44；α1=0.022，t=7.57)，估计结果均表明上述研究结论具有较强的稳健性。

5.变量替换

用企业数字化词频的总数来测度企业数字化，可能存在信息重叠引起的回归结果偏误，本文以使用主成分分析方法测算的综合指数作为企业数字化(CED)的代理变量。检验结果显示，企业数字化(CED)的回归系数均在1%的水平显著(α1=0.084，t=12.56；α1=0.036，t=6.75)，估计结果均表明上述研究结论依然稳健。

五、进一步拓展分析

(一)企业产权异质性分析

企业数字化对绿色创新质量的作用可能会受到其产权异质性的影响。国有企业与民营企业在目标、战略和资源等方面存在诸多差异，这些差异可能会影响企业数字化与绿色创新的资源配置，进而影响企业数字化对其绿色创新质量的作用程度。与民营企业追求单一经济目标相比，国有企业追求经济增长、绿色环保和创新能力提升等多元目标。国有企业是国家战略的主要践行者，数字经济和绿色发展又是当前国家的重要战略，而且国有企业的董事长和高管也有责任和动力加大企业数字化和绿色创新投入。除此之外，与民营企业相比，国有企业有着强大的资源优势，这有助于企业加大数字与绿色创新投入，且有能力从事高风险和高质量的绿色创新项目。因此与民营企业相比，国有企业数字化对绿色创新质量的促进作用可能会更大。

为检验企业数字化对绿色创新质量的作用效果是否受到企业产权性质的影响，本文主要对中央企业、地方国企和民营企业进行比较分析，虽然中国上市公司有中央企业、地方国有企业、集体企业、民营企业、外资企业等，但是集体企业和外资企业的数量相对较少，基于数据的考虑未对其进行分析。回归估计结果(限于篇幅不再具体展示)显示，无论是中央企业和地方国有企业，还是民营企业，企业数字化均对其绿色创新质量具有促进作用。似无相关模型检验显示P值均为0.000，说明组间回归系数存在显著性差异。从回归系数大小来看，企业数字化对其绿色创新质量的促进作用从大到小依次为中央企业、地方国有企业和民营企业，原因可能在于，不同性质企业资源实力不同，导致其风险承担能力和资源配置不同，进而导致企业数字化对绿色创新质量的影响程度不同。

(二)企业规模异质性分析

企业数字化对绿色创新质量的作用效果会受到企业规模异质性的影响。按照规模大小，企业可分为较小规模企业和较大规模企业。与规模较小企业相比，规模较大企业的人才比较齐全、抗风险能力较强和资金比较雄厚。在资源稀缺的约束条件下，与规模较小企业相比，规模较大企业凭借其集聚的人才优势、雄厚的资金实力和较强的抗风险能力，更有实力加大数字化建设和绿色创新质量投入，而且能够增强其数字化对绿色创新质量的促进作用。

为检验企业数字化对绿色创新质量的作用效果是否受到企业规模大小的影响，本文以企业资产规模的中位数进行分组，其中资产规模小于中位数的企业归于规模较小企业，资产规模大于中位数的企业归于规模较大企业。回归结果(限于篇幅不再具体展示)显示，似无相关模型检验显示P值为0.000，说明组间回归系数存在显著性差异，说明与规模较小企业相比，规模较大企业数字化对企业绿色创新质量(GIQA和GIQG)的影响更大，原因可能在于，不同规模企业的资源实力不同，资源配置能力不同，进而导致企业数字化对绿色创新质量的影响程度不同。

(三)企业生命周期阶段分析

上述研究虽然揭示了企业数字化对企业绿色创新质量影响的内在作用机理，但主要从静态层面展开分析，忽视了企业在不同生命周期阶段的动态变化。处于不同生命周期阶段的企业在人才储备、盈利能力、风险承担能力和资源整合能力等方面存在诸多差异，进而可能影响企业数字化对绿色创新质量的作用效果。学术界普遍从企业现金流的角度来划分企业的生命周期阶段，因为现金流是企业发展的血液，在企业的不同生命周期阶段中，企业经营活动净现金流、投资活动净现金流和筹资活动净现金流的表现特征不同。为了深入考察不同生命周期阶段企业数字化对绿色创新质量影响效果的差异性，首先根据迪金森(Dickinson，2011)[40]提出的企业生命周期现金流模型，依据经营活动净现金流、投资活动净现金流和筹资活动净现金流的组合方式，将企业生命周期划分为初创期、成长期、成熟期、动荡期和衰退期五个阶段，然后借鉴蒋舒阳和庄亚明(2019)[41]的方法，将企业生命周期五个阶段合并为成长期、成熟期和衰退期三个阶段。

企业不同生命周期阶段的回归估计结果(限于篇幅不再具体展示)显示，成长期企业的数字化的均值为1.109，标准差为1.358；成熟期企业的数字化的均值为1.096，标准差为1.302；衰退期企业的数字化的均值为1.173，标准差为1.354。似无相关模型检验显示P值均为0.000，说明组间回归系数存在显著性差异，从企业数字化(ED)的回归系数来看，在成长期和成熟期，企业数字化对其绿色创新质量(GIQA和GIQG)具有促进作用，且与成长期企业相比，其对处于成熟期企业的促进作用更大，主要因为与成长期企业相比，成熟期企业的资源实力雄厚、抗风险能力强和资源配置效率较高。在衰退期，企业数字化对其绿色创新质量(GIQA和GIQG)的作用不明显，可能因为处于衰退期的企业存在自满和惰性[42]、战略僵化[43]、组织系统性变革障碍[44]，以及缺乏竞争优势的薪酬机制导致创新人才流失等诸多弊端，即使企业进行数字化建设和绿色技术创新活动，但是内部效率低下，导致企业数字化对绿色创新质量影响并不明显。

六、结论与启示

在数字经济和绿色转型的国家战略背景下，企业数字化对绿色创新质量的影响作用日益凸显，但鲜有学者从风险承担和市场竞争等视角，深入探究企业数字化对绿色创新质量的影响关系和作用机理。本文选取中国A股上市公司的面板数据，运用多元回归分析模型，考察了企业数字化对其绿色创新质量的影响关系，以及风险承担和市场竞争对二者之间的中介和调节机制。研究结果显示：

一是企业数字化对其绿色创新质量具有促进作用，运用倾向得分匹配、工具变量法、赫克曼两阶段、模型替换和变量替换等方法进行稳健性检验时，二者之间的关系依然稳健；

二是企业数字化对其绿色创新质量的促进作用能够通过增强企业风险承担能力的中介机制来实现；

三是市场竞争能够增强企业数字化对绿色创新质量的促进作用。

拓展分析发现：与民营企业相比，国有企业数字化对绿色创新质量的促进作用更大，且中央企业的促进作用比地方国有企业大；与规模较小企业相比，规模较大企业数字化对绿色创新质量的促进作用更大；与处于衰退期企业相比，处于成长期和成熟期的企业数字化对绿色创新质量的促进作用更大。

进一步的研究结果表明，企业数字化有助于促进企业绿色创新质量的提升，但需要考虑风险承担的中介效应和市场竞争的调节作用，以及企业性质、规模和生命周期阶段的异质性影响。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：

第一，企业要加快数字化战略布局，提高企业数字化程度，增强数字技术对企业绿色创新质量的促进作用。要提升企业绿色创新质量，企业数字化程度的提高和数字化战略布局的加快是不可或缺的，企业数字化能够降低其创新风险，提高其风险承担能力，激励企业从事更高风险的绿色创新活动，进而有助于提升企业绿色创新质量。但是，中国企业数字化程度有待提高，企业数字化赋能绿色创新质量的作用效果尚不充分。因此，企业要加快数字化战略布局，不断加强数字技术在企业研发、生产和供应链等各个环节的渗透与融合，优化企业信息共享平台建设，实现企业内外知识信息共享，充分利用数字化技术不断降低企业绿色创新风险和提升企业资源配置效率，促进企业绿色创新质量的持续提升。除此之外，企业要加强对数字技术运用的场景选择、参数设置和效果评估等方面的精细化管理，确保数字技术能够真正帮助企业提高绿色创新质量，发挥最大的作用。企业还要注重数字化转型过程中的文化适应和员工技能提升，以确保数字化战略的顺利实施。

第二，企业应该根据其自身资源和能力优势，科学地配置数字化和绿色创新资源。企业的资源和能力是影响数字化对绿色创新质量促进作用的关键因素之一，企业应该根据自身的资源和能力优势，进行数字化和绿色创新资源的科学配置。相比之下，数字化对国有企业、大规模企业、成长期和成熟期企业的绿色创新质量促进作用更大，因为这些企业的资源和能力相对较强。因此，国有企业应该利用其产权优势，大规模企业应该利用其规模优势，加大数字化和绿色创新的投入力度，持续提高数字化技术对绿色创新质量的促进作用。非国有企业和小规模企业应该克服其资源不足的劣势，根据其自身资源承受能力，适度增加数字化和绿色创新的投入，并加大数字化人才和创新人才的引进和培养力度，增强数字技术对绿色创新质量的赋能作用。成长期企业可以利用数字化赋能绿色创新提升其竞争优势，而成熟期企业可以通过数字化赋能绿色创新实现蜕变和防止进入衰退期。相对于成熟期企业而言，衰退期企业的资源和能力相对有限，存在变革障碍、战略僵化、创新惰性和效率低下等诸多弊端。为防止被市场淘汰，衰退期企业应该充分利用当前数字经济和绿色发展的战略机遇期，通过数字化提升绿色创新质量。但是在企业数字化之前，衰退期企业应该克服战略僵化、创新惰性和变革障碍等难题，只有如此，衰退期企业的数字化才能发挥应有的作用。

第三，政府要加大公平市场竞争环境的培育力度，坚决打击和遏制市场垄断行为。公平竞争是经济持续发展的动力源泉，公平的竞争环境能够增强企业数字化对绿色创新质量的促进作用。市场竞争的优胜劣汰机制会迫使企业加大数字化和绿色创新资源的配置力度，其外部治理机制能够有效遏制经理人通过资源错配谋取私利的机会主义行为，有助于增强数字化对企业绿色创新质量的促进作用。然而，目前国内统一大市场建设正在推进，还存在制约企业数字化对其绿色技术创新质量的促进作用的因素。因此，政府应该加快建立国内统一、开放和竞争有序的现代市场体系。这包括打破地区封锁和行业垄断，促进商品和要素的自由流动。政府应该加强对市场垄断行为的监管和处罚力度，对违反反垄断法的企业进行严厉惩罚，以维护市场的公平竞争秩序。此外，政府应该充分发挥市场“无形之手”在资源配置中的基础性和决定性作用。政府应该减少对市场的干预，让市场机制充分发挥作用，通过市场的供求关系和价格机制来引导企业的行为。这样可以增强企业数字化对其绿色创新质量的促进作用，推动经济的持续发展。