企业数字化转型、信息披露与绿色创新

刘万丽（副教授），孙 婷

一、引言

党的二十大深刻指出，要将绿色创新作为企业做强做优、做大做久的硬核支撑，要培育绿色创新发展良好生态。然而，在股东利益最大化的目标下，企业在实施绿色创新发展战略过程中面临着较大的信息不对称问题（黎文靖和郑曼妮，2016）。从信息经济学的角度来看，为了保护绿色创新的技术壁垒效应，企业并不愿意披露绿色创新信息，这限制了决策者的理性，造成了道德风险。此外，绿色创新具有资本沉没性和不可逆转性，可能会减少企业资金的短期流动性，管理层也更有可能用短期投资项目代替绿色创新，阻碍了绿色创新的发展。学者们对绿色创新的外部因素和内部因素展开研究：外部因素研究聚焦于环境规制和制度支持（齐绍洲等，2018；白俊红和李婧，2011）；内部因素研究集中在管理层认知和特征上，有研究认为高管经历（卢建词和姜广省，2022）、环保意识（李冬伟和张春婷，2017）等会影响企业绿色创新。但随着有些企业忽视政策规制、竞租和非正当谋取绿色创新补贴等现象的凸显，恶化了道德风险和逆向选择，削弱了绿色创新的发展（吕久琴和郁丹丹，2011），仅通过这些驱动因素进行绿色创新存在着一定的不足。因此，要实现绿色发展与经济增长并行，利用科学技术改善信息不对称，从而实现经济高质量发展。

随着数字经济的发展，企业数字化转型已成为当今社会的一种重要趋势。数字化转型本质上是通过信息的高效流转触发企业价值创造模式实现全方位升级，其以数字化信息和知识为生产要素，以大数据、人工智能和区块链等数字技术作为核心驱动力，以互联网平台为信息载体，驱动实体经济高质量发展和企业经营发展实现根本性跃进：一方面，数字化转型与实体产业紧密结合（傅立海和张振鹏，2022），极大地促进了技术进步和产业升级（李颖和贺俊，2022；肖旭和戚聿东，2019），进而实现实体经济高质量发展。另一方面，数字化转型作为数字经济时代下企业谋求竞争优势的战略选择，在降低信息不对称（祁怀锦等，2020）、增强风险承担能力（王会娟等，2022）、提高企业价值（黄大禹等，2021）等方面发挥着积极作用。尤其是在数字技术快速发展的背景下，新兴技术赋能信息治理的效应为解决信息不对称问题提供了科技手段及治理工具。已有研究认为，数字技术的应用加速拓展了信息治理的广度和深度，促使信息流动更加快速，有利于改善信息透明度，缓解非对称信息问题。理论上来说，数字化技术能够加快企业信息在内外部之间的流转速度，提升会计信息的透明度与可理解性，从而对企业信息披露产生正向驱动作用。

现有关于企业数字化转型和绿色创新之间关系的研究已有一些初步进展。有研究发现，数字化转型在推进企业绿色创新中起到了积极的作用，在非东部地区（肖静和曾萍，2023）、国有企业（郭丰等，2023）中更为显著。就其作用机制而言，企业数字化转型通过降低资源获取成本（肖静和曾萍，2023；张艳和方怡文，2022）、增强技术开发能力（史丹和孙光林，2023）、提高获取信息能力（宋德勇等，2022；郭丰等，2023）等渠道激发绿色创新。已有研究虽存在一定的局限，但对本文而言具有重要启发。本文的贡献在于：首先，虽然上述文献研究证实了数字化转型可以推进企业绿色创新，但本文以信息披露为研究视角，企业数字化转型通过提升信息披露水平，加强了企业信息披露义务的履行和信息的监督力度，从而提升绿色创新水平，为理解企业数字化转型与绿色创新的关系提供了新的研究视角与渠道。其次，区别于已有研究，本文从机构投资者类型、多元化经营程度以及行业竞争度层面分析了企业数字化转型影响绿色创新的异质性表现，丰富了数字化转型和绿色创新的机制研究。

二、文献回顾

（一）企业数字化转型经济后果

现有研究文献中，学者们大多研究了数字化转型对经济发展质量以及企业经营发展的影响。在企业数字化转型和经济发展质量方面，数字经济通过数据要素与数字技术的协同，可以提高数据挖掘的价值，消除“数字鸿沟”和“卡脖子”技术障碍（李颖和贺俊，2022），实现产业升级赋能（肖旭和戚聿东，2019）。在企业数字化转型和企业经营发展方面，企业数字化有助于降低盈余管理（冼依婷和何威风，2022）、缓解信息不对称水平（吴非等，2021）；王会娟等（2022）研究发现，广泛应用数字技术能增强企业的风险承担意愿，为企业风险承担营造良好的环境；黄大禹等（2021）认为，数字经济是推动企业发展的重要抓手，能加强要素配置，从而提升企业价值。

（二）绿色创新影响因素

现有研究多以“波特假说”展开，认为适当的环境规制对企业绿色创新起促进作用。景维民和张璐（2014）发现合理的环境规制可以转变绿色技术进步方向；齐绍洲等（2018）以我国排污权交易试点政策为例，发现环境规制会诱发企业绿色创新。但也有学者不完全赞成环境规制促进绿色创新的假说，王杰和刘斌（2014）认为环境规制对绿色创新的影响表现为“U”型，环境规制须达到一定水平后才可促进绿色创新。部分学者研究了制度支持对绿色创新的驱动作用，认为政府资助可以降低企业所需承担的费用和风险，进而激励企业绿色创新实践（白俊红和李婧，2011）。但政府资源也会抑制绿色创新。李青原和肖泽华（2020）发现，政府环境补贴“挤占”了企业的绿色创新。吕久琴和郁丹丹（2011）将上市公司的样本划分为补贴组、研发组及补贴研发组，发现由于补贴中信息不对称现象较为普遍，导致补助的激励效应低下。关于企业内部影响因素的研究，认为高管经历（卢建词和姜广省，2022）、环保意识（李冬伟和张春婷，2017）等能帮助企业了解环境，提升企业绿色创新水平。

（三）企业数字化转型与绿色创新

本文基于已有数字化转型与绿色创新关系的研究做出如下梳理。首先，研究发现企业数字化转型对绿色创新起到积极的作用，且在非东部地区（肖静和曾萍，2023）、国有企业（郭丰等，2023）中更显著。其次，就其作用机制而言：第一是资源要素。数字技术在企业层面的应用可以帮助创新主体发现和交易资源，提高企业创新资源投入（肖静和曾萍，2023），驱动绿色创新能力的提升。第二是技术要素。史丹和孙光林（2023）认为，数字经济和实体经济融合可以发挥技术效应，将不同领域的技术优势整合在一起，提升绿色创新技术能力。第三是信息要素。企业可借助互联网技术为有关绿色创新组织搭建低成本的合作与交流平台，突破因经济、地理与实践限制而减少知识和信息资源的组织之间的学习障碍（郭丰等，2023），促使企业增强信息共享效应和知识整合效应（宋德勇等，2022），对绿色创新起积极影响。

三、理论分析与研究假设

由于企业和投资者之间存在信息不对称，投资者在信息方面处于不利地位，导致他们无法做出明智的选择。一方面，从企业内部来看，绿色创新是一个涉及市场、经济、政策、技术等因素的系统问题，企业通常会保留产品优势和财务信息等以保持市场竞争力。因此，企业可能并不愿意在资本市场上充分披露信息给投资者。从外部市场投资者视角看，识别和筛选优质公司通常需要花费大量的时间、人力、资金和其他成本，信息不对称经常导致投资者陷入道德风险和逆向选择的陷阱，使两者的信息不对称程度恶化。另一方面，绿色创新的资本沉没性和不可逆性更显著，管理层可能会倾向于低风险，保护职业稳定性，这一短视行为决策会损害企业的绿色创新。随着科技的飞速发展，数字化已成为一种全面推进社会改革的力量，帮助企业实现跨越式转型与腾飞。数字化的核心元素之一就是数据信息化，其为发挥信息治理效应、降低“信息摩擦”提供了强有力的助推剂。基于此，本文认为，企业数字化转型可能通过以下两个方面影响绿色创新：

第一，企业数字化转型能够提升信息披露水平，有利于履行信息披露义务，有助于赢得投资者的青睐、提升企业声誉和维持企业形象，从而提升绿色创新水平。具体如下：第一，企业数字化转型通过提高信息披露水平，满足投资者信息需求，赢得投资者的青睐。由于在绿色创新活动研发过程中涉及诸多商业机密，存在着核心技术溢出的风险，企业为了获得绿色创新优势，往往缺乏信息披露的动机，会出现一些“漂绿”的情况。在企业数字化转型的背景下，大数据技术的应用加强了企业自身数据挖掘和数据分析能力，为企业提供了非结构性数据信息（吴非等，2021），对传统财务会计信息披露进行了有益的补充，满足了投资者的信息披露需求，并帮助投资者识别筛选优秀企业，为企业实施绿色创新活动打下基础，推动企业绿色创新水平的提高。第二，企业数字化转型通过提高信息披露水平，以提升企业声誉和维持企业形象。在越来越多的企业实施数字化转型的背景下，信息和数据资源的数字化共享生态系统在企业间得到了发展，全面打破了市场信息壁垒（鲁威朝，2019）。绿色低碳发展的浪潮下，企业更重视和关注环境问题。相反，如果企业不注重环境问题，在报道涉事企业的环境污染事件后，信息迅速扩散开，导致涉事企业面临着更强烈的社会公众舆论压力，企业的品牌形象和社会声誉会受损。企业利用相关数字技术完成数字化平台的搭建和信息系统的维护，能够对相关舆论信息做出及时回应和反馈，有效减少对外输出信息过程中的损耗；同时，企业为了应对污染对其造成的不良影响，会加大信息披露程度，特别是绿色创新的信息，尽快改善环境绩效，强化企业的环境责任导向，从而驱动企业绿色创新水平的提升。

第二，企业数字化转型能够提升信息披露水平，有利于强化信息监督作用力度，加强外部监督，激发企业长期发展的积极性并减轻代理冲突，从而倒逼企业提升绿色创新水平。绿色创新与传统科技创新相比，专业性要求更强，使得研究、开发、成果应用等方面的信息不透明性增加，股东难以对管理者进行充分监督。鉴于这种情况，自利的管理者出于创新高度不确定性和风险性的考虑，倾向于选择机会主义追求短期收益，从而阻碍企业创新战略。而数字化转型有利于降低绿色创新活动中的监督成本，具体有以下几点原因：数字化转型浪潮下，随着信息管理系统、知识管理系统等数字化平台的嵌入与应用，股东可以利用数字化技术对关键指标及最新的财务数据进行跟踪，获取到更多、更深层次的企业信息，信息披露水平得到提高，企业管理过程及经营结果更加透明化、可视化（Zhang 等，2020）。同时，数字化“聚光灯”效应会吸引更多的媒体和分析师关注，形成强有力的社会监督力量，强化了外部监督力度，这不仅有助于管理层关注企业长期发展问题，激励企业更多地关注环境保护、增强绿色开发技术、加大绿色产品生产（Biondi 等，2002）；此外还有助于限制管理层的投机空间（冼依婷和何威风，2022），减少管理层因创新风险而放弃绿色创新决策的可能性，增加绿色创新投入和增强绿色创新动力，提升绿色创新水平。

基于此，本文提出如下假设：

H1：企业数字化转型能够提升绿色创新水平。

H2：企业数字化转型通过提高信息披露水平提升绿色创新水平。

本文实证逻辑框架见图1。

图1 逻辑框架

四、样本选择、数据来源与变量设计

（一）研究样本与数据来源

本文选取2010 ～2021年我国沪深A股上市公司作为研究样本，并按以下条件做样本筛选：①剔除ST、*ST、PT 样本；②剔除金融、保险行业样本；③剔除营业收入额为负的样本；④剔除有缺失数据的样本。为消除异常值的影响，对所有连续变量进行了上下1%分位的缩尾处理。本文数据来源于CSMAR 数据库、国家知识产权局、Wind数据库和《中国统计年鉴》。

（二）变量设计

1.被解释变量。鉴于上市公司难以观测到绿色产品及绿色服务等变量，本文借鉴黎文靖和郑曼妮（2016）的做法，通过手工收集和整理我国知识产权局公布的专利分类号（IPC），借助世界知识产权组织（WIPO）官网上的绿色专利分类号清单识别公司的绿色专利，并对绿色专利全部申请量加1 取自然对数衡量企业绿色创新水平（Patent）。

2.解释变量。依照吴非等（2021）的研究，将年报中有关数字化转型出现的各个词频总数取对数衡量数字化转型程度（Digital）。

3.中介变量。本文的信息披露主要从以下三个方面衡量：①盈余管理（DA），本文参考袁鲲和吴梓杨（2018）的研究，采用修正的琼斯模型计算出的可操纵性应计利润的绝对值来衡量企业信息披露质量。该值越大，企业信息披露质量越低。②分析师跟踪（Analyst），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信息披露程度。分析师跟踪的数量越多，说明其信息披露水平越高。③环境信息披露（Env），借鉴李建军（2022）的研究，本文选取CSMAR 数据库中上市公司的环境信息披露项目的评分数据。根据内容评分法，对各评分加总后加1 取自然对数以测量环境信息披露质量。其数值越高，说明企业环境信息披露内容越充分详细、披露质量越高。披露指标和评分细则见表1。

表1 环境信息披露指标及评分细则

4.控制变量。本文借鉴黎文靖和郑曼妮（2016）、吴非（2021）等的研究，选取企业价值（TobinQ）、净资产收益率（Roe）、投资收益率（Invest）、企业成长性（Growth）、公司年龄（Age）、股权制衡度（Ind）、环境规制（ER）、经济发展水平（Gdp）为控制变量。同时，也对行业（根据2012年证监会行业大类）和年度进行了控制。表2为部分变量定义。

表2 变量定义

（三）模型设定

为检验企业数字化转型对绿色创新水平的影响，本文构建回归模型（1）：

本文采用固定效应模型进行回归检验，Patent表示绿色创新水平，Digital 表示数字化转型，Controls 表示控制变量；fi表示个体固定效应，εi，t表示随机扰动项；i和t表示公司和年份。

为进一步探究企业数字化转型影响绿色创新水平的路径，本文构建回归模型（2）和（3）：

其中，Med表示中介变量。

五、实证结果分析

（一）描述性统计

表3 报告了全部变量的描述性统计结果。可以看出，企业绿色创新的均值为0.482，而中位数只有0，这与黎文靖和郑曼妮（2016）等学者们的研究保持一致，表明至少一半的企业没有申请绿色专利，最大值为4.007。整体来看，企业之间的绿色创新差距较大。数字化转型的均值为1.900，中位数为1.792，也表明了至少有一半企业没有达到平均的数字化转型程度。

表3 描述性统计结果

（二）单变量均值差异检验

为比较数字化转型程度高和低的企业的差异，本文以数字化转型年度均值为标准，将大于均值的样本确定为数字化转型程度高组，其余为数字化转型程度低组，分别进行单变量均值差异检验。由结果（限于篇幅，结果未列出）可知，数字化转型程度高组的绿色创新水平（Patent）较高，初步验证了本文的研究结论。

（三）基准回归结果分析

表4 为企业数字化转型对绿色创新的基准回归结果。可以发现，企业数字化转型（Digital）对绿色创新水平（Patent）的估计影响系数为0.019，且在1%的水平上显著，表明企业数字化转型对绿色创新存在明显裨益，H1得到验证。

表4 基准回归

（四）边际效应分析

上述研究结果表明，企业数字化转型对绿色创新会产生积极影响，但目前还不清楚在不同特定水平下的企业数字化转型对绿色创新的影响是否会有很大差异。因此，本文对数字化转型这一变量进行了边际效应分析，检验结果见图2。可以看出，每一个边际点对绿色创新的影响是稳定向上的，即图2中的左边部分，回归效应相对较低，而随着数字化转型程度逐渐升高至右侧，回归效应稳步上升，从而印证了企业数字化转型对绿色创新的正向作用。

图2 企业数字化转型与绿色创新边际效应

（五）影响机制分析

表5 列（1）、（2）、（3）报告了数字化转型对信息披露的回归结果。列（1）显示，企业数字化转型（Digital）对盈余管理（DA）的回归系数为-0.002，在5%的水平上显著，说明通过实施数字化转型战略，能减少盈余管理，改善信息披露质量。列（2）显示，企业数字化转型（Digital）对分析师跟踪（Analyst）的回归系数为0.058，在1%的水平上显著。通过使用数字化技术，企业可以有效改善分析师跟踪现状，促进信息的公开和透明，对信息披露起正向作用。列（3）显示，数字化转型（Digital）对环境信息披露（Env）的回归系数为0.015，在1%的水平上显著，表明数字化转型的实施能促进企业披露环境信息，提升信息披露水平。列（4）（5）（6）显示，在加入中介变量后，数字化转型对环境信息披露的影响系数分别为0.014、0.017 和0.018，在5%、1%和1%的水平上显著。这意味着，企业数字化转型有助于减少机会主义行为和道德风险引发的委托代理问题、带来更多的市场关注度、增加环境信息披露，降低信息不对称程度，提升绿色创新水平。H2得到验证。

表5 信息披露机制检验

（六）稳健性检验

1.工具变量法。考虑到企业数字化转型与绿色创新可能会存在反向因果问题，本文利用工具变量法来解决这一问题。参考宋德勇等（2022）、杨德明和刘泳文（2018）的研究，将企业数字化水平与年度行业省份分类的数字化水平均值差额的三次方（IV1）和城市互联网发展水平（IV2，互联网发展水平较高时取1，否则为0）作为工具变量，检验结果见表6，由列（1）和（2）可以看出，IV1、IV2 与数字化转型（Digital）高度相关，说明两个变量均不是弱工具变量。从列（3）和（4）可以看出，数字化转型（Digital）与绿色创新水平（Patent）的回归系数分别为0.077 和0.418，且在1%的水平上显著，说明在解决内生性问题后，本文的研究结论依然成立。

表6 工具变量法实证检验结果

2.Heckman 两阶段法。除了可能会受到因果倒置的影响，检验结果还可能受到样本选择性偏误的影响，例如数字化转型可能具有一定的行业属性，而这些行业的绿色创新水平恰好较高，使得研究样本受到自选择的影响。因此本文参照赵璨（2020）的研究，采用Heckman 两阶段法进行检验。公式（4）是第一阶段回归模型，本文将企业是否实施数字化转型作为被解释变量（DT），将企业数字化转型率（PLP）、原有控制变量和被解释变量代入第一阶段回归模型并估算IMR比率。其中，PLP=年度行业内实施数字化转型的企业数量/企业总量。公式（5）是第二阶段回归模型，利用第一阶段计算得到的IMR 比率代入第二阶段模型进行多元回归。

从表7 列（1）观察到，PLP 的影响系数显著为正，说明外生变量的选择有效。从列（2）可以看出，Digital的估计系数显著为正，这意味着在考虑样本选择偏差的情况下，本文的研究结论依旧成立。

表7 Heckman两阶段法实证检验结果

3.倾向得分匹配法（PSM）。考虑到企业层面可观测变量的差异和多元回归模型对函数形式设定的依赖性，本文参照尹建华和双琦（2023）的研究，采用倾向得分匹配法进行测试。将托宾Q 值、投资收益率、营业收入增长率、公司年龄和环境规制强度作为协变量进行Logit模型回归，采用最邻近无放回匹配方法为企业是否进行数字化转型匹配与之倾向得分最为接近的控制样本。检验结果见表8，可以发现在PSM 估计回归之后，Digital的估计影响系数依然显著为正，表明本文的研究结果依旧稳定。

表8 倾向得分匹配实证检验结果

4.更换被解释变量。为提高实证结果的稳健性，本文通过更换被解释变量（绿色创新水平）这一度量指标再检验。参照黎文靖和郑曼妮（2016）的研究，替换绿色创新的衡量方式为绿色发明专利申请数量加1 取自然对数。表9 列（1）结果显示，Digital 的估计系数显著为正，与本文的主要研究结论保持一致。

表9 稳健性检验结果

5.更换回归模型。参照李青原和肖泽华（2020）的研究，鉴于绿色创新为左侧受限的归并数据，本文将模型更换为Tobit 模型进行检验。表9 列（2）结果显示，更改模型后Digital 的估计系数显著为正，本文的结论依旧成立。

6.滞后一期控制变量。考虑到企业决策的潜在时间滞后效应，本文对控制变量作滞后一期处理后重新进行回归。表9 列（3）结果显示，Digital 的影响系数为正且显著，本文结论依旧稳健成立。

7.排除2011年政策影响。参考黄纪强（2011）的研究，本文剔除2011年数据样本后对回归模型进行实证检验。表9 列（4）结果显示，Digital 的估计系数依旧显著为正，因此本文的核心结论并没有发生任何改变。

六、异质性分析

（一）机构投资者类型

机构投资者作为市场的重要参与者，正成为提高信息披露水平和优化公司治理的重要力量。与稳定型机构投资者相比，交易型机构投资者更加追逐短期收益，缺乏主动监督管理层和改善公司信息环境的积极性，导致管理层更容易实施机会主义行为（杨棉之等，2020）。企业数字化转型战略的实施能够为企业带来更强的监督力度，可以在更大程度上弥补交易型机构投资者为追逐短期绩效所导致的监督不足。在数字化革命中，数字技术的运用将会带来更加广泛、真实的信息披露，借助信息披露的监督力度制衡和完善企业内部治理机制，降低交易型机构投资者自我利益驱动下的机会主义行为，进而帮助企业提高绿色创新水平。借鉴杨棉之等（2020）的研究，本文使用机构投资者稳定性指标（Inst）衡量机构投资者类型。根据Inst是否高于所处年度行业中位数将机构投资者分为稳定型和交易型两组进行检验。检验结果见表10列（1）和（2）：对于交易型机构投资者，Digital 的影响系数为0.025，且在1%的水平上显著；而对于稳定型机构投资者，Digital的影响系数并不显著。因此，企业进行数字化转型更能缓解交易型机构投资者的短视动机，赋能绿色创新水平的提升。

表10 企业数字化转型与绿色创新：机构投资者类型、多元化经营程度与行业竞争度

（二）多元化经营程度

信息不对称假说认为，与多元化经营相伴而生的部门层级繁杂、经营链条冗长等问题易引发管理层机会主义现象，使信息不对称水平更高。一方面，多元化公司具有经营规模庞大、组织结构复杂等特点，增加了外部投资者对公司内部经营状况、盈利能力等信息观测和获取的难度（杨兴全等，2020）。另一方面，多元化经营的公司通常涉足不同行业，公司业务多元化会带来更大的信息不对称问题，会计信息包含更多“杂音”。数字化是利用信息处理优势进行组织管理的新型手段，有助于实现企业内外部信息的互联互通，减少代理人在创新活动中的短视行为，加大对绿色创新的投入，进而提升绿色创新水平。本文借鉴杨兴全等（2020）的研究，使用收入熵指数（Dyh）衡量企业多元化经营程度。根据Dyh是否高于所处行业年度中位数将样本划分为多元化经营程度高和多元化经营程度低两组进行检验。检验结果见表10列（3）和（4）：在多元化经营程度高组中，Digital 的系数为0.035，且在1%的水平上显著；而在多元化经营程度低组，Digital的影响系数为负且不显著。因此，企业所处多元化经营程度越高，数字化转型对绿色创新水平的提升效应越显著。

（三）行业竞争度

行业竞争具有“信息披露效应”（信春华等，2022）。一方面，当企业所处行业竞争越激烈，经营风险也就愈大，越需要投资者的支持，企业会越主动、透明地披露信息，以争取投资者的信任和支持。另一方面，从声誉动机出发，处于竞争激烈行业的企业会更详实地披露信息，以提升企业形象和声誉价值。因此，行业竞争越激烈的企业越会通过提高信息披露水平获得行业竞争优势。而行业竞争越不激烈的企业，其进行信息披露的意愿和动机越低，导致投资者面临的信息不对称程度越高。可以预期，行业竞争越不激烈，企业数字化转型对绿色创新水平的提升效应可能越显著。本文采用营业收入计算的赫芬达尔指数（HHI）予以测度行业竞争度。根据HHI是否高于所处年度中位数将样本划分为行业竞争度低和行业竞争度高两组进行检验。检验结果见表10列（5）和（6）：当企业所处的行业竞争度较低时，Digital的影响系数为0.031，在1%的水平上显著；当企业所处的行业竞争度较高时，Digital 的影响系数不显著。因此，企业所处行业竞争度越低，数字化转型所带来的信息优势对企业绿色创新的正向影响越显著。

七、结论与建议

本文利用2010 ～2021年我国沪深A股上市公司数据，以信息披露为研究视角，构建固定效应模型来实证检验企业数字化转型对绿色创新的影响。结果表明：企业数字化转型对绿色创新具有提升作用；作用机制分析发现，信息披露在企业数字化转型与绿色创新中起中介作用，即数字化转型通过提高信息披露水平，有利于企业履行信息披露义务、加强信息监督力度，对绿色创新产生积极的影响；异质性分析发现，数字化转型对绿色创新的提升作用在交易型机构投资者、多元化经营程度较高以及行业竞争度较低的企业中更为显著。本文研究结论丰富了数字化转型和绿色创新影响机制研究，为推进数字化转型和绿色创新发展提供了新的经验证据。根据以上研究结论，提出如下建议：

第一，增加数字产业资本投入，推进“数字中国”建设。政府应高质量推进新型数字基础设施建设，加大对数字技术研究的投入，夯实数字化转型发展基础；企业应主动适用先进数字技术，抓住数字信息技术发展所带来的战略机遇。第二，进一步健全和完善资本市场信息披露制度。企业应借助数字化发展势头，开拓更多公众监督渠道，为企业绿色创新的持续平滑打造条件，共同打造共生共赢的绿色创新局面。第三，制定相关激励政策时，应关注企业的发展差异。首先，政策制定要结合不同机构投资者的情况。应保持稳定型机构投资者的市场参与者地位，加强积极治理作用；同时充分利用数字化转型，缓解交易型机构投资者的短视倾向，驱动企业绿色创新发展。其次，政策制定要结合企业多元化经营状况，多元化经营程度较高的企业应把握数字化转型方向，实现企业信息的互联互通。最后，政策制定应充分考虑企业所处的行业结构。对所处行业竞争度低的企业，应利用数字化转型加强信息披露力度，从而使其更好地实施绿色创新战略。

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