管理者数字素养与企业绿色技术创新

王 霞 吴佳琪

一 引言

数字经济与绿色发展作为关乎新时代经济高质量发展的重大方面，众多文献对此展开了大量的讨论，但是关于两者融合的研究并不多见。《大数据蓝皮书：中国大数据发展报告》 显示，自2019 年起，中国连续三年位居G20 国家数字竞争力总排名第二位，这意味着中国的数字化转型实践已经走在全球前列。在新经济态势下，只有较高数字素养的群体才能更好地应用数字技术，融入数字经济，分享数字红利(Goncalves，et al., 2018)。2022 年3 月2 日，中央网信办、教育部等四部门联合印发《2022 年提升全民数字素养与技能工作要点》 ，将提升全民数字素养、培育高水平数字人才上升为国家战略。但是，目前学术界对数字素养的研究局限在数字素养的内涵、数字素养框架、公民数字素养教育实践等方面(Ng, 2012；Feerrar, 2019；耿荣娜, 2020)；对数字化人才的讨论，大多停留在宏观层面数字技术对劳动力市场的影响，且多为理论研究(谢小云等, 2021)。高管是企业战略的制定者与施行者，那么，管理者数字素养是否影响企业的绿色发展战略？目前尚没有经验研究对此展开探讨。

绿色技术创新作为转变经济发展方式的动力机制，是实现双碳战略目标、践行绿色发展的重要支撑。企业推行绿色发展战略，离不开绿色技术创新。前期文献表明，高管的年龄、性别、受教育程度、社会经历等背景特征显著影响企业将资源向绿色创新领域配置。数字素养作为管理者利用数字技术的综合能力与胜任力(Gilster, 1997：1-2)，也是一项重要的高管个体特征，可能显著影响企业的绿色技术创新。数字素养高的管理者数字化意识更强烈，倾向于数字化的经营发展理念，且能凭借其拥有的技术专长发挥出专家效应(汪延明、李维安, 2014)，提高企业数字化转型成功的概率。而数字化为企业的绿色创新提供了技术手段(张昆贤等, 2022)，因此，数字素养高的管理者有助于企业绿色技术创新。但是，数字素养高的管理者大多是理工科专业背景出身，对企业社会责任的理解与践行较社会科学专业背景出身的高管逊色(李心斐等, 2020)，数字素养也可能对企业绿色技术创新产生抑制效应。因此，数字素养与企业绿色技术创新之间的关系还需要用现实的数据进行检验。

本文采用中国上市公司的数据，探讨管理者数字素养对企业绿色技术创新的影响及其作用机制。本文的边际贡献主要如下：(1)将个体数字素养嵌入企业管理实践，这在国内研究中尚属首次，从而拓展了高层梯队理论的研究视域，为该领域的研究增添了重要的经验证据。(2)有别于环境规制、媒体监督以及高管心理特征和注意力对企业绿色技术创新的影响研究(Li，et al., 2017；齐绍洲等, 2018；Amore，et al., 2019；李青原、肖泽华, 2020；解学梅、韩宇航, 2022)，本文探讨了管理者数字素养在企业绿色技术创新中的作用，为绿色技术创新的前置因素考察提供了新的研究方向。(3)探究新时代数字化人力资本的价值与差异化影响，为企业高管的选拔与任命以及数字人才培育提供了经验依据与启示。(4)甄别数字高管通过数字技术赋能企业绿色技术创新的内在机理与实现路径，为数字技术推动经济的绿色可持续发展提供了微观层面的经验证据，也为推进落实双碳战略、实现经济数字化转型与绿色低碳转型深度融合提供了决策依据和可行性建议。

二 文献回顾与假说提出

（一）数字素养的涵义及相关研究

素养是知识、技能与态度的超越和统整。素养本身是一个不断发展、具有动态性和开放性的概念，数字素养的含义随着人们认知水平的提高、数字技术的发展也在不断深化与拓展。数字素养的概念最早由Gilster(1997)提出，被认为是个体获取、理解、整理和批判数字信息的综合能力。随后，欧盟委员会、美国新媒体联盟、联合国教科文组织及诸多国内外学者都对数字素养的内涵进行了界定。①欧盟委员会认为，数字素养是公民通过自信、 批判、协作和创造性的方式使用数字技术，以实现并参与数字社会相关的目标。美国新媒体联盟在欧盟数字素养框架的基础上将数字素养定义为：人类获取和创建数字资源时，所需的解释、了解、理解和利用数字资源的能力。联合国教科文组织对数字素养的定义是：数字素养是为了就业、体面工作和创业，通过数字技术安全适当地获得、管理、理解、整合、沟通、评价和创造信息的能力，它包括以各种方式提到的素养如计算机素养、信息素养、ICT 素养和媒介素养。Allan 和Jan(2006)将数字素养定义为个体在特定的生活情境中正确使用数字工具和设备、利用数字资源(识别、获取、管理、整合、评估、分析)、构建新知识、创新媒体表达以及与他人沟通等的意识、态度和能力。数字素养发展分为三个阶段：第一阶段为初级阶段的数字能力，即从掌握基本数字技能到掌握批判性、评估性和概念性的方法、态度和意识；第二阶段为中级阶段的数字使用，即在具体专业和学科情境下的数字能力；第三阶段为最高阶段的数字转变能力，指在特定专业和知识领域内利用数字能力进行创新创造。

虽然学者们对数字素养的涵义尚未达成一致意见(宋毓、饶俊丽，2020)，但是，毫无疑问，随着互联网与信息技术的变革和发展，数字素养的内涵和外延不断得到拓宽与深化，其内容不再局限于数字资源的利用层面，人们更多地尝试从宽视角、多维度和综合性的角度对其进行解析，以便适应数字技术进步对公民数字素养的新要求。除数字素养的内涵研究外，国内外学者围绕数字素养的其他研究也日益增多，如数字素养与相关素养的关系(Mills, 2010；Koltay, 2011；张静、回雁雁, 2016)、数字素养教育模式和实践(Ng, 2012；Voogt,et al.,2013)、基于数字素养的图书馆资源服务(Jaeger，et al.,2012)等。此外，还有学者讨论了数字素养提升对个体发展的促进作用，如提高数字素养水平有助于拓展个体线上社会网络空间(Prior，et al., 2016)、提高数字技术采用行为的自我效能感(Knobel ＆Lankshea, 2008：249-278)、增加线上行为的安全性(Park, 2013)、提升农民数字生活参与度(苏岚岚、彭艳玲, 2021)、促进农户创业 (李晓静等, 2022)、显著提高劳动者进入正规就业渠道的概率及提高劳动者工资性收入（王乾坤等，2023）等等。

（二）管理者背景特征与企业绿色技术创新

绿色技术创新具有知识溢出和环境成本的双重外部性(Rennings, et al., 2006)，企业普遍缺乏绿色技术创新实践的经济动机，因此，企业绿色技术创新实践依赖监管政策的外生冲击。但政府的“外部人”角色及其与企业专业背景的差异，造成外部治理与干预机制存在局限性。近年来，越来越多的研究将绿色技术创新的突破点指向公司内部治理，处于企业决策层的高管团队逐渐受到更多关注。依据高层梯队理论，企业高层管理者具有不同的认知基础、价值观和洞察力，这些特质会对企业的战略制定和经营绩效产生影响(Hambrick ＆ Mason, 1984)。作为“内部人”的高管团队的决策意愿与资源配置效率对企业绿色技术创新的作用弥补了外部治理和干预的不足(刘钻扩、王洪岩, 2021)。众多经验研究表明，管理者的年龄、性别、任期、受教育程度及社会经历等背景特征都会在驱动企业绿色技术创新战略方面发挥作用。

田丹和于奇(2017)发现，民营企业高管年龄对绿色创新有显著正向影响。由于女性比男性更富有同情心和同理心，拥有更强的道德观念和关怀精神，当女性参与到公司决策时，会显著提升企业环境绩效与绿色创新水平(张文秀, 2021)。Amore 等(2019)利用丹麦公司的样本分析发现，CEO 的受教育程度与其环境意识有关，高学历CEO 能够显著提高企业的能源效率。还有学者发现高管经历也会作用于企业绿色技术创新，如刘钻扩和王洪岩(2021)认为高管从军经历对企业绿色技术创新和绿色管理创新具有促进作用，尤其在民营企业和处于弱环境规制地区的企业中，这种促进作用更显著。

除管理者的年龄、性别等显性特征影响企业绿色技术创新外，管理者的风格、理念和偏好在很大程度上也能左右企业的绿色技术创新实践。研究发现，高管的环保意识水平影响了企业对外部压力和内部驱动力的解读，高管环保意识越强，越容易感知环境压力、评估绿色创新的收益，并将资源向绿色创新领域配置(曹洪军、陈泽文, 2017)。Li 等(2017)发现高管的环保价值取向驱动企业开发绿色清洁技术，从而降低处罚成本并与政府建立良好的联系。基于注意力基础观的研究也认为，高管团队在环境保护议题和解决方案上配置的注意力越多，企业绿色专利产出越多(解学梅、韩宇航，2022)。此外，过度自信的高管会低估绿色技术创新的风险，因而其所在企业绿色技术创新水平更高(Arena，et al., 2017)。

（三）管理者数字素养与企业绿色技术创新

本文基于Allan 和Jan(2006)对数字素养的界定，在管理者层面讨论数字素养，将管理者数字素养界定为管理者具备的数字知识、数字意识和数字能力的综合体，是管理者在数字技术领域的知识与技能的集合。由于管理者是具有较高学历背景与能力的群体，因此，普遍具备中级阶段的数字使用，即在具体专业和学科情境下的数字能力，还有部分管理者具备最高阶段的数字转变能力。总之，管理者数字素养体现为管理者掌握的数字技能、数字使用及数字转变能力，因而是管理者的重要个体特征之一。

烙印理论认为，环境的影响会给予个体可辨识性的烙印，这些烙印指导着个体的行为，影响着个体的决策。尤其是敏感时期所受到的外界环境的影响可能会持续一生。对个体而言，广泛存在的敏感时期主要集中在学习时期与工作时期。数学、信息和通信技术等数字专业领域的课程教育更注重思维逻辑的培养，对人文伦理等方面的知识涉猎较少。经验研究发现，学习社会科学的董事长一般会对企业社会责任有更深的理解，而自然科学专业背景出身的董事长所在企业社会责任的履行情况较前者逊色(李心斐等, 2020)。但是，绿色技术创新虽然也属于社会责任范畴，却与公益捐赠、就业安置等其他社会责任表象有明显的差异。绿色技术创新是在节约资源和能源，避免、消除或减轻生态环境污染和破坏的同时实现技术升级与效率改进，不仅是一项环保行为，更是一项创新行为。拥有数字专长的高管即使可能在社会责任的重视度方面不及社会科学专业背景的高管，但其意识形态更加理性，更注重创新。在政府环境规制日益加强、社会公众环保意识逐渐增强的大趋势下，数字素养高的管理者能合理辨析绿色发展的重要性，因此，数字素养高的管理者其绿色技术创新意识薄弱并不必然。

相反，数字素养高的管理者更能够为企业绿色技术创新提供技术支持与指导，有利于企业绿色技术创新。现今，虽然不乏企业热衷于数字化转型，但传统制造企业数字化转型的实践情况不容乐观。2021 年埃森哲发布的《中国企业数字化转型指数研究》 指出，仅有 16%的企业数字化转型取得显著成果。而数字素养高的管理者具有更好的数字化意识与技能，这是推动企业成功进行数字化转型的关键要素(Velinov, et al.,2020；Wiredu, et al., 2021)。研究表明，具备数字领导力的管理者和数字化思维的员工，有利于企业数字化战略的实施，适应数字化转型的新环境（Vial，2019；Solberg，et al.，2020），增进跨国公司的国际竞争力（Christoph，et al.，2022）。而企业成功进行数字化转型为绿色发展提供了技术手段(张昆贤等，2022；马从文、杨洁，2023)，有助于提升绿色技术创新绩效。

首先，数字技术能够降低绿色技术创新系统中存在的信息不对称。信息不对称一直制约着我国绿色创新水平(艾永芳、孔涛，2021)，绿色技术创新成果的价格往往被低估，创新成果难以转化为市场价值，抑制了企业绿色技术创新的动力。数字化能够促进企业内外部环境和资源相关信息的共享，消费者能够以数据化的形式参与到企业绿色技术研发的过程中，有助于企业精准判断市场趋势和消费者偏好，从而实现企业与消费者之间的协同演化，创新产品更容易被市场接受，实现价值转化。其次，数字技术有助于提升绿色技术创新过程中的知识整合。知识整合是企业实现绿色技术创新的有效途径和重要机制(Strambach, 2017)。绿色技术创新涉及企业生产、污染减排等不同技术领域的知识在组织内创造、整合与扩散，仅依靠企业以往的技术经验及在单一技术领域内的知识开展绿色技术创新难以取得成效。企业在绿色技术创新过程中需要不断整合来自多个技术领域的知识，对内外部知识进行管理并有效利用，以掌握绿色技术创新的主流技术、新理念和发展趋势(于飞等, 2019)。企业数字化能够促进研发资源和知识的整合，优化企业创新技术资源，从而有效促进企业开展绿色技术创新活动(Mubarak, et al., 2021)。再次，数字化技术能够降低绿色技术创新成本。数字孪生以及数字仿真等技术可以将实验要素数字化，实现精准预测需求，精准模拟、验证、预测和评估绿色产品开发过程与施行效果，降低开发、设计、制造、试验和运营成本，降低能源消耗，以及通过大数据、云计算、物联网等数字技术和数字平台的使用，实现知识与信息的低成本渗透，降低企业内部、企业与利益相关者之间的信息传递和沟通成本，从而降低创新成本，提升收益水平，夯实企业绿色技术创新的物质基础。

综上所述，本文提出如下研究假说：

H：管理者数字素养越高，企业绿色技术创新绩效越好。

三 研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文的初始样本是沪深A 股制造业上市公司①选取制造业上市公司作为研究样本的原因在于：制造类企业资源消耗大，带来的环境污染问题严重，原环保部规定的16 类重污染行业主要为制造类企业。而且，数字化转型是增强制造业核心竞争力的关键。因此，以制造类企业为研究样本，可以更好地完成对本文研究主题的检验。，观察期为2011—2021 年，剔除ST 公司与存在缺失值数据的样本后，样本公司为1 852 家，观察值为18 022 个。本文基于管理者专业教育背景、工作经历、年龄、性别等背景特征界定管理者数字素养，首先通过CSMAR 数据库获取上述信息，再手工整理界定管理者数字素养水平。地区数字经济发展数据来自财新智库，企业绿色专利数据和媒体关注度数据来自CNRDS 数据库，其余数据来自CSMAR 数据库。

（二）回归模型和变量定义

1.回归模型。为验证研究假说，本文设计模型(1)如下：

2.变量定义。模型中的变量定义如下：

(1)被解释变量：企业绿色技术创新(GreInvia)。借鉴李青原和肖泽华(2020)的研究，本文根据世界知识产权组织发布的《国际专利分类绿色清单》 中的IPC 代码识别企业申请的绿色发明专利数量，以样本企业绿色发明专利申请数量加1 的自然对数代表企业绿色技术创新水平。

(2)核心解释变量：管理者数字素养(DigiComp)。个体数字素养能力与其专业(X1)、受教育程度(X2)、年龄(X3)、性别(X4)息息相关(Friemel, 2016；周慧珺、邹文博, 2022)，本文根据上述高管特征构建管理者数字素养的指标变量。如果管理者受过数学、计算机、软件工程等核心数字技术的专业教育或具有信息技术(IT)、信息管理、信息系统、信息化建设、ERP 建设、软件开发、互联网/网络开发等从业经历，X1 赋值1，否则为0。受教育程度高与年轻的高管具有更好的数字素养，因此，如果管理者具有硕士及以上学位，X2 赋值1，否则为0；如果管理者年龄小于等于45 岁，X3 赋值1，否则为0。此外，女性的数字能力普遍低于男性(汪卫平等, 2022)，因此，男性管理者赋值1，否则为0。然后将上述特征变量加权相加。数字化相关专业教育背景与工作经历对于培育数字素养至关重要，对这一特征变量赋予权重0.5；性别被认为是最不重要的区分数字能力的指标，在控制了受教育程度等指标后，数字鸿沟的性别差异将消失(Friemel, 2016)，因此，性别赋予权重0.1；受教育程度和年龄各赋予权重0.2。通过加权相加后，得出高管团队中每位管理者的数字素养能力值。加总求和后除以高管团队总人数，得出高管团队平均数字素养(DigiComp)。该值越大，表明样本公司管理者数字素养能力越强。

(3)控制变量(controlvariables)。参照现有文献(Amore，et al., 2019；李青原、肖泽华, 2020)，本文在回归模型中控制了公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、盈利状况(ROA)、现金流水平(Cash)、是否为国企(SOE)、股权集中度(HSR)、研发投入(R＆D)、企业成长性(Growth)、核心高管数字素养(DCEO)、市场势力(Market)、资本密集度(Density)及管理层持股比例(Share)等变量。

上述变量定义见表1。

我们在模型中同时控制了年度固定效应与行业固定效应。为减弱离群值对回归结果的干扰，本文对所有连续变量进行前后 1% 分位上的缩尾处理。

四 实证结果及分析

（一）描述性统计

表2 是变量的描述性统计结果。由表2 可知，被解释变量GreInvia的均值为0.642，中位数为0，最小值为0，最大值为4.220，标准差为0.962，表明样本公司绿色技术创新水平的分布差异较大，超过半数样本公司在观察期内没有绿色发明创新专利申请。管理者数字素养(DigiComp)的均值为0.212，最大值为0.578，最小值为0.055，表明样本公司管理者数字素养差别也比较大。公司特征方面，lev的平均值为0.391，即样本公司整体的资产负债水平接近40%；样本公司平均总资产报酬率为4.5%(ROA的均值为0.045)，总体上有较高的成长性(Growth的平均值为0.179)，经营活动现金流净额占总资产的比例(Cash)为4.9%。公司治理特征方面，样本公司股权较为集中，表现在第一大股东持股比例(HSR) 均值为0.341；另外，29.9% 的样本公司为国有企业，有3.1% 的样本公司董事长/总裁/CEO 具有数字技术专业背景，平均管理层持股占上市公司总股数的比例为8.6%等等。

表2 描述性统计

（二）基准回归结果

表3 是模型(1)的回归结果。表3 中，列(1)是放入检测变量管理者数字素养(DigiComp)、控制了行业与年度固定效应的结果，其管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为1.249，在1%的水平上显著为正；列(2)是加入了全部控制变量的回归结果，其管理者数字素养(DigiComp)的系数增大到1.264，同样在1%的水平上统计显著。这表明，在控制了行业、年度及其他可能影响企业绿色技术创新的因素后，管理者数字素养对企业绿色技术创新具有显著为正的解释力，即高管团队的平均数字素养程度越高，企业绿色技术创新绩效越好，本文的假说得到支持。表3 中，DCEO的回归系数为0.105，在1%的水平上统计显著，表明公司的董事长/总裁/CEO 等核心高管拥有数字化专业背景有利于企业绿色技术创新。其他控制变量的结果显示，R＆D 投入越大，绿色技术创新绩效越好(R＆D的系数为3.068，在1%水平上统计显著)。盈利能力(ROA)、国有企业(SOE)、公司规模(Size)以及管理者持股比例(Share)等都与企业绿色技术创新显著正相关，而股权集中(HSR)、市场势力(Market)与资本密集(Density)则与企业绿色技术创新显著负相关。

表3 基准回归结果

（三）影响机制检验

数字素养高的管理者具备更好的数字化方面的专业知识与技能，能够在企业数字化转型过程中凭借其技术专长发挥专家效应，促进企业数字化转型。而企业数字化能够为绿色技术创新提供技术手段，降低绿色技术创新过程中的信息不对称及创新成本，促进研发资源和知识的整合，进而提升绿色技术创新绩效。本文依次建立如下3 个回归模型，检验企业数字化转型在管理者数字素养与绿色技术创新之间的中介效应：

DigiTrans是中介变量，代表企业数字化程度。借鉴赵宸宇(2021)的研究，本文通过Python 提取上市企业年报中“管理层讨论与分析”(MD＆A)部分涉及“数字化”的词频，将数字化词频数与年报字数相除以刻画其数字化程度。该指标值越大，表明企业数字化程度越高，数字化转型越成功。中介效应的检验步骤如下: 首先，模型(2)与前文的模型(1)相同，β1代表管理者数字素养对企业绿色技术创新的影响，根据前文研究，其显著为正；其次，模型(3)中，χ1代表管理者数字素养对企业数字化程度的影响，如果该系数显著表明中介效应存在；最后，模型(4)中，检验φ1和φ2是否显著，如果φ1不显著，而φ2显著，表明中介变量存在完全中介效应；如果φ1和φ2均显著，表明存在部分中介效应。

表4 列(2)显示，以企业数字化程度(DigiTrans)为被解释变量，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为0.917，在1%的水平上统计显著，即管理者数字素养能够显著提升企业数字化程度。列(3)中，DigiComp和DigiTrans的系数分别在1%和10%的水平上显著为正，表明企业数字化转型在管理者数字素养与绿色技术创新之间发挥了部分中介效应。可见，管理者数字素养通过提高企业数字化程度进而促进企业绿色技术创新的路径成立。

表4 影响机制检验

（四）内生性检验

如果高管数字素养是内生变量，将使得估计结果有偏，因此，本文采用工具变量法对模型进行处理。借鉴袁蓉丽等(2021)的做法，本文采用管理者数字素养的年份—行业均值(DC_ind)作为工具变量。表5 报告了工具变量法的回归结果，显示在工具变量法第一阶段即列（1），DC_ind的回归系数为0.729，在1%的水平上显著为正。列(2)是工具变量法第二阶段的处理结果，与主回归结果相符，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为12.420，在1%水平上正显著。工具变量检验结果支持了管理者数字素养对企业绿色技术创新的促进作用。弱工具变量检验时，F 值为980.093，大于 10，拒绝了存在弱工具变量的原假设。

表5 内生性检验

由于DigiComp值越大代表管理者数字素养越高。本文接下来根据DigiComp的中位数进行分组，将DigiComp值大于中位数的样本公司归为实验组，其他样本公司归为对照组，进行倾向得分匹配。选用以下匹配变量：公司规模(Size)；资产负债率(Lev)；资产报酬率(ROA)；公司成长性(Growth)；第一大股东持股比例(SHR)；市账比(MB)，即公司期末市场价值与账面价值的比例；董事会规模(Boardsize)，等于董事会总人数的自然对数；是否亏损(Loss)，当净利润小于0 时取值1，否则为0。采用最近邻匹配法，按照1∶1 的配对比例进行匹配。将筛选出的对照组公司与实验组公司进行协变量平衡检验，结果显示，所有匹配变量的标准化偏差率(%bias)的绝对值均低于7.1。匹配后匹配变量的T 检验均显示不拒绝处理组与对照组无系统差异的原假设。这些意味着匹配变量选择得当，平衡性假设得到满足。表5 列(3)汇报了上述配对样本按照主回归模型(1)进行回归的结果，其中，Digi-Comp的回归系数为1.371，在1%的水平上统计显著。可见，倾向得分匹配(PSM)的结果依然支持了本文的研究假说。

（五）稳健性检验

为保证结果的稳健性，本文接下来对被解释变量进行替换。将被解释变量GreInvia的设定由绝对数改为相对数，设置变量R-GreInvia，以企业已申请绿色发明专利数量占当年全部发明专利申请数量的比例乘以100 表示；再用企业申请的绿色实用新型专利(GreUmia)作为绿色技术创新的被解释变量，界定为企业当年申请的绿色实用新型专利数量加1 取自然对数；另外，以企业已授权绿色发明专利数量加1 取自然对数(GreInvig)作为被解释变量。替换了被解释变量的回归结果见表6。表6显示，DigiComp的回归系数都在1%的水平上统计显著，表明在进行了被解释变量的替换之后，管理者数字素养对企业绿色技术创新的促进作用依然成立，本文的结论稳健。

表6 替换被解释变量的稳健性检验

考虑到大多数计算机、通信和电子设备制造企业的创始团队可能天然具有数字技术背景，相较于其他企业①这里的电子信息科技行业是指当企业属于证监会行业分类标准中的“制造业——电子制造业（C5）”或“信息技术业（G）”时，可视其属于电子信息科技行业。，他们的数字技术背景高管的比例可能更高；并且此类公司的管理者数字技术背景可能更多是出于专业技术需求，而非信息化管理需求。因此，将上述类型的企业样本予以剔除，然后按照主回归模型重新进行回归。表7 列(1)显示，DigiComp的回归系数为1.127，在1%的水平上统计显著。即在避免了特殊行业的影响后，管理者数字素养与企业绿色技术创新的正相关关系依然成立。本文接下来将观察期间绿色发明专利始终为0 的样本去除，再重新回归，结果见表7 列(2)，其中DigiComp的回归系数为1.311，依然在1%的水平上统计显著。由于DigiComp这一变量采用的是赋值加权的处理方法，难免存在主观性，而专业教育背景与工作经历是影响个体数字素养的核心变量，本文接下来根据管理者客观的专业教育背景与工作经历重新设定解释变量。如果样本公司高管团队中有高管接受过计算机、软件工程等核心数字技术的专业教育或具有信息技术(IT)、信息管理、信息系统、信息化建设、ERP 建设、软件开发、互联网/网络开发等从业经历，DigiComp赋值1，否则为0。替换解释变量的回归结果见表7 列(3)，其中DigiComp的系数为0.109，在1%的水平上统计显著，表明管理者数字素养驱动企业绿色技术创新的假说依然成立。另外，本文还对管理者数字素养的类型进一步加以考量，即对于本身没有数字技术类的专业教育背景或相关岗位工作经历，但有在信息技术类企业的工作经历，譬如曾在计算制造或服务企业担任过财务总监或人力资源总监等，本文也将此类管理者数字素养纳入考量。如果高管团队中有此类管理者，将DigiComp赋值为1，否则为0。回归结果见表7 列(4)①列(4)回归中剔除了拥有计算机等核心专业教育背景与工作经历的管理者样本，以便观察与一般数字素养的管理者相比，曾经在信息技术类企业工作过的管理者对企业绿色技术创新的影响。做了上述样本筛选之后，DCEO 为1 的样本观测值过少，因此，回归模型剔除了DCEO 这一变量。，其中DigiComp的系数为0.069，在1%的水平上统计显著。这表明，相较于一般管理者，拥有在信息技术类企业任职经历的非信息技术类专业出身的管理者也更能推动企业绿色技术创新。替换样本和解释变量后的回归结果再次表明，本文的实证结果具有稳健性。

表7 替换样本和解释变量的稳健检验

本文还进行了其他稳健性检验，即以公司注册地所在省份的高等院校中计算机类学科获B 评级以上的学校数量作为工具变量①该评级来自教育部第四轮学科评估结果。，重新进行工具变量法检验。计算机类学科强的高校数量越多，越能够为当地输送更多的数字化人才。B 评级以上的高校数量影响企业管理团队的数字素养水平，但不会对企业绿色技术创新造成影响，因此是合适的工具变量。此外，本文又控制了公司固定效应对模型（1）进行回归。经过上述处理，实证结果没有显著变化。囿于篇幅，相关结果不在此处汇报，备索。

五 异质性分析与进一步检验

（一）地区数字经济水平与金融发展水平的影响

管理者数字素养有助于增进企业绿色技术创新，这种作用可能会受到外部环境的影响。由于数字经济具有可复制、自我创新的特征，使得企业能更快获得技术，扩大吸收技术溢出的途径，从而提高了企业技术创新起点。高水平的区域数字经济发展能够为企业进行绿色技术创新提供技术基础，也有利于政府通过数字监管平台精确量化生产者的排污量及治污能力，科学评估生产者是否达到基本绿色生产标准，高效落实环境规制，形成系统的监测机制(许宪春等, 2019)，从而倒逼企业实施绿色生产。因此，本文根据样本企业注册地的数字经济发展水平进行分组检验，以观察不同数字经济发展水平地区的管理者数字素养对企业绿色技术创新促进作用的差异。地区数字经济发展水平数据来自财新智库的各省份数字经济指数，时间跨度为2012—2018 年。本文将2012 年以前的数据用2012 年数据代替，2018 年以后的数据使用2018 年数据进行补足；将各省份各年份的数字经济指数排序，排在中位数以上的为数字经济水平高的地区，否则为低的地区；然后与上市公司注册地对应，将样本分成数字经济水平高地区和低地区的企业样本，分别进行回归。表8 列(1)显示，在数字经济发展水平高的地区，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为0.986，在1%的水平上显著为正；表8 列(2)显示，在数字经济发展水平低的地区，DigiComp的回归系数为1.426，同样在1%的水平上显著为正。借鉴连玉君等(2010)的研究，本文采用自抽样法(Bootstrap)来检验组间差异的显著性，以克服传统Wald 检验的小样本偏误。检验的统计量是采用Bootstrap 法计算出的经验p 值，显示组间差异显著。这一结果表明，在外部环境支持和数字技术保障较弱的地区，管理者在企业绿色技术创新的作用更能得以彰显，管理者数字素养越高，越能够促进企业绿色技术创新。

表8 依据地区数字经济水平与金融发展水平的分组检验

前期文献表明，绿色技术创新的阻制因素之一是融资约束问题，在资金短缺的情况下，绿色技术研发难以进行(Kaplan ＆ Zingales, 1997)。如果地区金融水平发展高，能够降低金融机构与企业之间的信息不对称，缓解企业融资约束。我国当前的金融体系主体仍然是以银行信贷为主的间接融资体系。因此，借鉴林毅夫和姜烨(2006)所设计的指标，用“金融机构存贷款总额和GDP 的比值”来衡量各省份的金融发展水平。同样匹配出金融发展水平高的地区样本与金融发展水平低的地区样本，分别进行回归。表8 列(3)显示，在金融发展水平高的地区，管理者数字素养的回归系数为1.269，在1%的水平上统计显著；表8 列(4)显示，在金融发展水平低的地区，管理者数字素养的回归系数为1.219，同样在1%的水平上统计显著。但是，两者的组间系数差异不显著，说明管理者数字素养对企业绿色技术创新的促进作用不受地区间金融发展水平的调节影响。

（二）正式与非正式合法性压力的影响

环境规制是政府通过制定环境保护政策和利用市场机制等方式干预企业行为，降低环境污染的负外部性，实现环境与经济协调发展的社会性规制。经验研究发现，环境规制能够显著促进企业绿色技术创新(李青原、肖泽华, 2020)。那么，在环境规制强的区域，高数字素养的管理者可能更有压力和动力利用数字技术推动企业绿色技术创新。但是，也可能在环境规制弱的地区，管理者数字素养作为环境规制的替代机制发挥作用。因此，本文根据我国各省份环境规制强弱程度进行分组。以各省份环保治理投资除以各省份GDP 衡量地区环境投资强度，超过中位数的为环境规制强的地区，否则为规制弱的地区，然后和上市公司注册地匹配，形成环境规制强地区的样本和环境规制弱地区的样本，分别回归。表9 列(1)和表9 列(2)显示，在环境规制强的地区管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为1.128，在环境规制弱的地区该系数为1.324，两者都在1%的水平上统计显著，但是组间系数差异不显著。这表明，无论企业所处地区的外部环境规制强弱，管理者数字素养提高都显著促进企业绿色技术创新。这原因可能在于：政府对环境的规制属于公共合法性压力，各地区环境规制的强与弱是相对概念，自2010 年原环保部公布《上市公司环境信息披露指南》 以来，政府对环境保护的规制日益严苛。即使在本文划分出的弱规制地区，其环境规制程度也是很严格的，这可能导致分组检验没有明显差异。

表9 依据正式与非正式合法性压力的分组检验

除了正式环境合法性压力外，企业绿色创新也会受到媒体报道这类非正式环境合法性压力的影响。外部的舆论监督治理机制是环境规制等正式制度发挥有效作用的有益补充。研究表明，媒体关注对绿色技术创新投入有显著的积极影响(赵莉、张玲, 2020)。本文选用CNRDS 数据库中网络财经新闻量化统计数的日度数据加总获得年度报道总量，为了保证数据呈现正态分布，本文将其定义为：Media=Ln(1+标题中出现该公司的新闻总数)。将计算出来的各年媒体关注度数值进行排序，超过样本中位数的为媒体关注度高的企业，否则为媒体关注度低的企业。分组回归结果见表9 的列(3)与列(4)。两组样本中，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数都在1%的水平上统计显著。在媒体关注度高的样本中，DigiComp的回归系数为1.451，高于媒体关注度低的样本中的回归系数(0.826)。Bootstrap 检验显示，两组的组间系数在1%的水平上差异显著，表明管理者数字素养对企业绿色技术创新的影响在媒体关注度高的样本中更明显。这说明，非正式合法性压力能够更好地促进管理者个体特征在企业绿色发展中的作用。

（三）行业特征与企业性质的影响

重污染行业本身面临着更强的环境规制，更严格的环境合法性压力一定程度上能够激发管理层的道德动机和法律制度遵从意识，因此，重污染行业中管理者数字素养对企业绿色技术创新的作用效果可能会更显著。但是，也有可能在更严格的环境监管和严厉的违规处罚威胁下，行业内企业都不得不进行绿色转型，此时管理层特征因素的作用反而被减弱，因而管理者数字素养对企业绿色技术创新的促进作用更可能在非重污染企业中得到发挥。本文根据2010 年原环保部公布的《上市公司环境信息披露指南》 中界定的16 类重污染行业，将样本分成重污染行业样本与非重污染行业样本分别进行回归，结果见表10 的列(1)与列(2)。表10 显示，在重污染行业的样本中，管理者数字素养(Digi-Comp)的回归系数为0.267，在10%的水平上统计显著；在非重污染行业样本中，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数为1.654，在1%的水平上统计显著；组间差异检验在1%的水平上统计显著。这表明，管理者数字素养对绿色技术创新的影响在非重污染行业企业中更能发挥作用。

表10 依据行业特征与企业性质的分组检验

国有企业是我国国民经济的重要支柱，履行社会责任是国有企业与生俱来，也是需要一以贯之的使命。本文接下来根据产权性质将样本企业分成国有企业与非国有企业，以检验不同产权性质下管理者数字素养推动企业绿色技术创新的差异。表10 的列(3)和列(4)显示，国有企业样本的管理者数字素养(DigiComp)的回归系数(1.406)大于非国有企业管理者数字素养(DigiComp)的回归系数(1.187)，Bootstrap 检验显示组间系数差异不显著。这表明，管理者数字素养对绿色技术创新的促进作用不因产权性质的不同而不同。

（四）管理者数字素养对企业价值的影响

本文进一步考察管理数字素养对下1 期与下3 期企业价值的影响，采用Tobin Q(企业市场价值与资本重置成本之比)衡量企业价值；同时，考虑不同行业之间的差异，本文还同时考量了以年度行业中位数调整之后的Tobin Q。TobinQ_1和TobinQ_3为下1 期和下3 期的企业价值，TobinQ_a1和TobinQ_a3为下1 期和下3 期经年度行业中位数调整后的企业价值。表11 显示，在4 个因变量下，管理者数字素养(DigiComp)的回归系数都在1%的水平上统计显著。上述结果表明，高管团队的数字素养提高有助于未来企业价值提升。

表11 管理者数字素养与未来企业价值

六 结 论 与 启 示

本文以我国A 股制造业上市公司为样本，研究了管理者数字素养对企业绿色技术创新的影响，结果发现：管理者数字素养有助于企业绿色技术创新，高管团队的数字素养程度越高，企业绿色技术创新表现越好。机理分析发现，数字素养高的管理者更能够推动企业成功进行数字化转型，为企业绿色技术创新提供技术支撑，企业数字化程度在管理者数字素养与企业绿色技术创新之间发挥中介作用。管理者数字素养对企业绿色技术创新的促进作用存在异质性，在数字经济发展水平低地区、媒体关注度高以及非重污染行业的企业样本中其作用更为显著。但是，这一促进作用不因地区环境规制强弱、金融发展水平与企业产权性质的不同而不同。进一步研究发现，管理者数字素养提高有助于未来企业价值提升。模型经过工具变量法、PSM 等诸多内生性检验及替换变量与样本的稳健性检验之后，上述结论依然稳健。

本文的研究表明，不仅管理者在学校习得的专业性知识生成的数字素养能够推动企业数字化转型进而促进企业绿色技术创新，其在组织内通过探索式学习与利用式学习获得的经验性知识生成的数字素养也有助于企业绿色技术创新，即使管理者从事人力资源管理、财务等非核心数字技术的工作，但其在计算机、信息技术等核心数字技术领域工作的经历都有助于后期推动企业绿色技术创新。由此带来的启示主要如下：(1)本文的实证结果发现管理者数字素养对企业数字化转型、绿色技术创新以及企业价值具有显著的促进作用，彰显了数字经济时代数字素养的重要性。目前发达国家在数字素养教育体系建设的实践和研究上已经取得了初步成绩，未来国内研究者需要借鉴国外数字素养教育的经验，探索出符合我国特色的数字素养教育体系。这不仅体现在国民数字素养教育，而且对于高水平数字化人才的培育、推动企业与时俱进地进行绿色转型同样至关重要。(2)本文发现，在数字经济发展水平低的地区企业与非重污染企业中，管理者数字素养对企业绿色技术创新的驱动作用更为显著。这表明在绿色技术创新方面，管理者数字素养这一个体特征是政府规制与外部产业环境之外的有效替代机制。外部媒体关注有利于管理者数字素养发挥绿色技术创新效应，因此，强化舆论监督能够为企业数字化发展与绿色技术创新提供良好的引导和支持，激发企业绿色技术创新的潜能与动力。