企业数字化、环境信息披露质量和绿色技术创新.pdf

-92-一、引言在当前各国普遍面临气候变化风险的情况下，寻求经济可持续发展之路已成为全球共识。党的二十大报告强调，要通过加快发展方式绿色转型、深入推进环境污染防治以及积极稳妥推进碳达峰、碳中和等路径实现人与自然的和谐共生。绿色技术创新是企业实现发展方式转型升级和绿色可持续发展的重要驱动力，如何推动作为微观经济活动主体的企业积极开展绿色技术创新成为亟待解决的重要课题，受到了国内外诸多学者的关注。由于绿色技术创新存在外部性和路径依赖，需要环境政策的约束和引导，环境规制成为影响企业绿色技术创新水平的重要因素。a当前，中国的环境规制模式已由传统的命令控制型转变为信息披露型。b环境保护具有公共品特性，在环境信息披露中引入的社会参与、公众监督等是开展社会性环境保护治理的必要条件。c除此之外，近 10 年来，ESG（环境、社会和公司治理）催生了企业自身对环境信息披*本文系广东省社科规划 2022 年度一般项目“数字经济提升中国产业链韧性的机制及对策研究”（GD22CYJ16）、广州市哲学社会科学发展“十四五”规划 2022 年度一般课题“广州推动共建大湾区国际科技创新中心研究”（2022GZYB04）的阶段性成果。作者简介 刘敏，广东财经大学经济学院、广东数字经济研究院副教授；赵汉晖，广东财经大学经济学院硕士研究生（广东 广州，510320）；吴懋（通讯作者），中央财经大学财政税务学院博士研究生（北京，102206）。a 陶锋、赵锦瑜、周浩：环境规制实现了绿色技术创新的“增量提质”吗来自环保目标责任制的证据，中国工业经济2021 年第 2 期。b Jiayu Fang,Cenjie Liu,Chao Gao,“The Impact of Environmental Regulation on Firm Exports:Evidence from Environmental Information Disclosure Policy in China”,Environmental Science and Pollution Research,vol.26,no.36,2019,pp.37101-37113.c Christoph Trumpp,Jan Endrikat,Christoph Zopf,Edeltraud Guenther,“Definition,Conceptualization,and Measurement of Corporate Environmental Performance:A Critical Examination of a Multidimensional Construct”,Journal of Business Ethics,vol.126,no.2,2015,pp.185-204.2023 年第 8 期刘 敏 赵汉晖 吴 懋 摘 要 绿色创新是企业实现转型升级和可持续发展的重要驱动力。本文以 20112019 年 A 股上市公司为样本，对企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的机制进行了较为完整的因果推断实证检验。研究发现：企业数字化会显著提升环境信息披露质量，这一结果在排除了反向因果、遗漏变量等内生性问题后依然成立；企业数字化通过提升环境信息披露质量促进了绿色技术创新，这一结论在经过内生性和稳健性检验后依旧成立；企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的机制在东部、中部注册地以及第二、三产业的企业中成立。关键词 企业数字化 环境信息披露质量 绿色技术创新中图分类号F49 文献标识码A 文章编号 1000-7326（2023）08-0092-08企业数字化、环境信息披露质量和绿色技术创新*-93-露的内在竞争性需求，a环境信息披露成为了重要的企业环境管理制度，是企业在未来发展中提升自身竞争力的重要一步。b已有研究证实了环境信息披露政策的实施在污染治理和改善环境绩效方面颇有成效，c 但仍然存在诸多问题，如披露内容不充分不一致、可比性差、披露成本较高等。在数字经济快速发展的背景下，越来越多的企业借助新兴的数字技术进行数字化变革，推动企业环境信息披露质量提升，d缓解经济主体间的信息不对称问题，向外界释放积极的绿色创新信号，缓解融资约束，进而提高企业绿色创新水平。e而企业数字化是否通过环境信息披露质量这一渠道影响绿色技术创新则值得进一步探索。虽然已有文献关注到企业数字化对绿色技术创新的影响，但目前研究主要从大数据技术层面考察数字化对企业绿色技术创新的影响，或者以特定区域或特定行业的企业作为研究对象，导致研究结论的普适性有待提高，而且有关数字化影响绿色技术创新的内在机制还有待挖掘。作为政府推动经济、社会和环境和谐发展的重要政策尝试，环境信息披露在数字化背景下能否有效推动企业进行绿色创新转型？这一问题不仅关乎到我国未来企业环境政策的制定和完善，对于经济的可持续发展也具有重要意义。基于此，本文选取 20112019 年 A 股上市公司为研究对象，基于环境信息披露质量视角，研究数字化对绿色技术创新的作用机制，试图为推动我国企业绿色转型提供新思路。相对于已有文献，本文可能的边际贡献为：（1）基于环境信息披露质量视角，考察了企业数字化通过提升环境信息披露质量影响绿色技术创新的路径，丰富了企业数字化影响绿色技术创新的机制研究；（2）通过考察不同区域和产业的企业数字化通过环境信息披露质量影响绿色技术创新的效果，为不同区域和产业之间的绿色发展提供理论与实践指导。二、文献综述与理论假说（一）企业数字化与环境信息披露质量企业数字化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。f环境信息披露是指企业向社会公众公开披露其某一时段环境信息行为，使社会公众充分了解企业的环境社会责任履行情况。法律法规会强制督促企业定期公开其环境信息，让其接受社会公众的监督，这样能够有效降低环境信息不对称程度，增加利益相关者对企业污染行为的监督与约束，形成外部环境治理压力，迫使企业承担更多环境责任。gh数字化是企业高质量发展的核心推动力，可以为企业环境信息披露提供强大动力支撑。总的而言，数字化为环境信息披露意愿和质量的提升带来了极大的机遇。从信息披露意愿上看，企业数字化有效打破了数据信息的壁垒，形成全方位、多角度参与的生态环境治理体系，i拉近了企业与消费者、供应商、投资者、政府部门之间的距离，使得企业以更小的发布成本对环境信息进行披露。正面的环境信息披露可以帮助企业获得更高的媒体关注度，促使消费者“用脚投票”，提升企业产品市场份额；负面环境信a 陈骁、张明：通过 ESG 投资助推经济结构转型：国际经验与中国实践，学术研究2022 年第 8 期。b李青原、肖泽华：异质性环境规制工具与企业绿色创新激励来自上市企业绿色专利的证据，经济研究2020 年第 9 期。c Daqian Shi,Caiqi Bu,Huiyuan Xue,“Deterrence Effects of Disclosure:The Impact of Environmental Information Disclosure on Emission Reduction of Firms”,Energy Economics,vol.104,no.12,2021,pp.1-12.d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，财经研究2022 年第 4 期。e付嘉为、范丹：环境信息披露能否激励企业绿色技术创新？来自中国上市公司的证据，产业经济评论2023 年第 2 期。f涂心语、严晓玲：数字化转型、知识溢出与企业全要素生产率来自制造业上市公司的经验证据，产业经济研究2022 年第 2 期。g刘亦文、阳超、周韶成、张漾滨：绿色信贷政策对企业环境信息披露的影响研究，统计研究2022 年第 11 期。h沈洪涛、游家兴、刘江宏：再融资环保核查、环境信息披露与权益资本成本，金融研究2010 年第 12 期。i王建民：生态环境大数据建设总体方案政策解读，环境保护2016 年第 14 期。-94-息披露能够在法律处罚之外，倒逼企业通过技术创新降低排污成本和避免违规惩罚，推动企业实施绿色决策。从信息披露质量上看，数字化转型意味着企业可以更好地借助数字技术来处理内外部的海量、非标准化、非结构化数据，并将其编码输出成结构化、标准化信息，提升信息可利用度，充分激发系统内部绿色数据的活力。a随着数字化转型不断推进，柔性治理和扁平化的组织结构越来越受到企业的青睐。b借助于数字技术所具备的及时性和共享性特征，企业能够充分利用扩散的知识信息，降低生产要素机会成本，提高资源配置效率和公司治理水平。c进一步而言，信息管理系统等数字化平台可通过对污染物排放状态的数据化形成实时监控机制，使得企业在处理与污染物排放相关的流程中降低混沌节点与管理摩擦，对管理层的非理性行为形成隐性制约，减少高管不利于绿色技术创新的行为。d所以，企业数字化转型能提升环境信息披露的质量。因此，本文提出假说 1：假说 1：企业数字化能够显著促进环境信息披露质量。（二）企业数字化对绿色技术创新的影响：基于环境信息披露质量的视角绿色技术创新可能存在双重外部性问题：一是技术溢出的正外部性。企业高研发投入的绿色创新收益会使得其他企业受益，这降低了企业自主创新的积极性；二是环境保护的外部性。环境污染治理产生的社会收益往往大于私人收益，这使得企业绿色技术创新动力不足。e此外，绿色技术创新存在着一定的路径依赖，如绿色技术的创新成本过高，企业从成本角度会产生对传统技术的路径依赖。因此，相比其他技术创新，企业开展绿色技术创新面临更加严峻的融资约束问题。环境信息披露制度作为一种减少投融资市场信息不对称的重要方式，其质量的高低会影响企业开展绿色技术创新所面临的融资约束。从企业外部发展来看，企业数字化通过打破信息壁垒，降低与外部利益相关者的信息不对称问题，来提高环境信息披露质量。首先，根据信号理论的观点，企业通过披露与绿色技术创新相关的人员、预算、控制等信息，突出自身绿色创新水平，保持与当前“绿水青山就是金山银山”建设蓝图的一致性，会吸引越来越多的环保型投资者。他们对企业绿色运营行为的关注和对环境友好型产品的市场需求反过来会促进企业优化生产过程，缓解企业融资约束程度。也可以说，这种互动关心的“激励性信号”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。fg其次，声誉机制认为，媒体报道企业环保失责或企业环境信息披露质量排名低等消息会诱发公众信任危机。上市公司出于维护绿色形象或迫于公众压力，往往会采取立竿见影的应对措施以挽回声誉损失。h但短期的环境治理难以从根本上解决环境问题，这时企业倾向选择开展绿色技术创新活动以寻求长期的环境效益提升，并以此传递企业主动承担环境责任的信号，修复企业声誉。i这种正向“曝光效应”有助于企业树立具有高度社会责任感的形象，提高企业声誉，吸引更多社会资本和创新型人才，促进企业绿色技术创新。j从企业内部发展来看，企业数字化提高了内部信息治理水平。数字技术的内部化应用为企业内部不a王墨林、宋渊洋、阎海峰、张晓玉：数字化转型对企业国际化广度的影响研究：动态能力的中介作用，外国经济与管理2022 年第 5 期。b Prasanna Tambe,Lorin M.Hitt,“The Productivity of Information Technology Investments:New Evidence from IT Labor Data”,Information Systems Research,vol.23,no.3,2012,pp.599-617.c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，改革2020 年第 4 期。d张焰朝、卜君：企业数字化转型会影响会计信息可比性吗，中南财经政法大学学报2023 年第 2 期。e王班班：环境政策与技术创新研究述评，经济评论2017 年第 4 期。f吴赢、张翼：数字经济与区域创新基于融资和知识产权保护的角度，南方经济2021 年第 9 期。g Beiting Cheng,Ioannis Ioannou,George Serafeim,“Corporate Social Responsibility and Access to Finance”,Strategic Management Journal,vol.35,no.1,2014,pp.1-23.h王霞、徐晓东、王宸：公共压力、社会声誉、内部治理与企业环境信息披露来自中国制造业上市公司的证据，南开管理评论2013 年第 2 期。i沈洪涛、冯杰：舆论监督、政府监管与企业环境信息披露，会计研究2012 年第 2 期。j Vittorio Biondi,Fabio Iraldo,Sandra Meredith,“Achieving Sustainability through Environmental Innovation:The Role of SMEs”,International Journal of Technology Management,vol.24,no.5-6,2002,pp.612-626.-95-同部门机构间的信息传递与资源整合提供了优化路径，ab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。基于公布的环境信息披露，企业可以追踪内部各个生产环节、流程，强化自身的环境责任导向以及改善环境创新战略决策行为，最终驱动绿色技术创新。c基于以上分析，本文提出假说 2：假说 2：企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新。三、研究设计（一）数据来源本文以沪深交易所 20112019 年 A 股上市公司为研究样本，剔除金融类公司、ST 和*ST 公司，经过整理最后得到 27338 个观测值。其中，财务数据和环境信息披露数据来自国泰安数据库，绿色技术创新数据来自国家知识产权专利数据库和世界知识产权组织（WIPO）的国际专利分类绿色清单匹配。（二）变量选取1.被解释变量：绿色技术创新（INNO）。目前，国际上比较通行的绿色专利分类体系是 WIPO 推出的国际专利分类绿色清单工具。本文基于该工具与国家知识产权专利数据库进行匹配，以此获得上市公司绿色专利的申请数量，采用绿色专利申请数加 1 后再取对数的方法衡量企业绿色技术创新水平。2.解释变量：数字化程度（Digit）。本文借鉴赵宸宇（2021）等方法，d运用数字化相关关键词在年报中的词频数量度量企业的数字化转型或数字化水平。3.机制变量：环境信息披露质量（EID）。采用内容评分法，在借鉴叶陈刚（2015）等方法的基础上，e从环境管理披露、环境监管披露、环境认证披露、环境负债披露、环境治理披露和环境信息披露载体等6 个维度衡量上市公司环境信息披露质量，满分为 42 分。将每家公司 30 项指标的得分相加得到这家公司环境信息披露质量的得分，然后进行标准化，即某上市公司环境信息披露质量=某上市公司实际得分/最优得分。4.控制变量。本文选取可能影响企业绿色技术创新水平的变量作为控制变量，包括资产收益率（Roa，期末净利润与平均总资产的比值）、资产负债率（Lev，负债总额与资产总额的比值）、净资产收益率（Roe，期末净资产与平均进资产的比值）、杠杆率（Ggl，资产总额与利益资本的比值）、营业收入增长率（Growth，较上年同期增长率）、独立董事比例（Indep，独立董事在委员会成员中的占比）、托宾 Q 值（TobinQ，公司的市场价值与资产重置成本的比值）。（三）模型设定本文通过因果推断方式对理论机制进行验证。第一步，验证核心解释变量对机制变量的影响；第二步，验证核心解释变量通过机制变量影响被解释变量。即检验假说 1 和 2。为考察企业数字化转型对环境信息披露质量的影响，本文建立模型（1）。为防止因企业之间个体差异造成的内生性问题，采用固定效应模型，设定如下：EIDit=0+1Digitit+XitA+ui+it （1）其中，EID 表示环境信息披露质量，Digit 表示企业数字化转型，i 为企业下标，t 为时间下标，0为常数项，1为企业数字化变量的系数，Xit为控制变量矩阵，A 为控制变量系数矩阵，ui为固定效应，it为随机误差项。当 1显著大于 0 时，这表明企业数字化显著促进了环境信息披露质量提升。为验证企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新，设定如下模型进行机制检验：a Dayyang Liu,Shouwei Chen,Tzuchuan Chou,“Resource Fit in Digital Transformation:Lessons Learned from the CBC Bank Global E-banking Project”,Management Decision,vol.49,no.10,2011,pp.1728-1742.b黄勃、李海彤、刘俊岐、雷敬华：数字技术创新与中国企业高质量发展来自企业数字专利的证据，经济研究2023 年第 3 期。c 孔东民、刘莎莎、应千伟：公司行为中的媒体角色：激浊扬清还是推波助澜?，管理世界2013 年第 7 期。d 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，财贸经济2021 年第 7 期。e 叶陈刚、王孜、武剑锋、李惠：外部治理、环境信息披露与股权融资成本，南开管理评论2015 年第 5 期。-96-INNOit=00+01EIDit+XitB0+ui+it （2）INNOit=30+31EIDit+32Digitit+XitB3+ui+it （3）其中，01和 31为环境信息披露质量的系数，0和 3为控制变量系数矩阵。式（2）检验绿色技术创新和环境信息披露之间的相关性，01显著大于 0 则表明绿色技术创新与环境信息披露之间存在显著的正相关关系。进一步，在式（3）中加入核心解释变量数字化程度（Digit），31依然显著大于 0 则表明，企业数字化的确通过推动环境信息披露质量提升促进了绿色技术创新。四、实证结果与分析（一）机制检验第一步回归1.基准回归。表 1 的第（1）列、第（2）列分别是随机效应和固定效应模型的回归结果，第（3）列与第（4）列分别是加入控制变量后的回归结果。可以看出，无论是否加入控制变量，企业数字化（Digit）系数都在 1%的显著性水平上为正，这一结论在随机效应模型和固定效应模型中都成立。因此，企业数字化提升了环境信息披露质量，假说 1 得到支持。2.内生性分析。基准回归虽然已经设置固定效应并添加了控制变量，但仍可能存在内生性问题。因此，本文接下来将进行内生性检验。首先，采用动态面板数据模型进行检验。表 2 第（1）列为将核心解释变量时间滞后一期的回归模型（以排除格兰杰反向因果），回归结果显示数字化程度（Digit）的系数仍然显著为正，这代表企业数字化对环境信息披露质量在排除时间上的反向因果后仍有显著的正向影响。第（2）列采用差分 GMM 模型，将被解释变量滞后一期作为解释变量带入模型中进行回归；第（3）列为系统 GMM 模型，同样将被解释变量滞后一期作为解释变量带入模型中进行回归。结果表明，在排除了不可观测因素影响和反向因果关系后，机制检验第一步回归结果在 1的显著性水平下仍然成立。此外，本文还将被解释变量滞后两期作为解释变量也带入差分 GMM 模型，结果如第（4）列所示，同注：*、*和*分别表示显著性水平为 10%、5%和 1%，括号内为稳健标准误，下同。表 1 企业数字化对环境信息披露质量影响的回归结果变量名称（1）（2）（3）（4）Digit0.0049*(0.001)0.0094*(0.097)0.0039*(0.001)0.0092*(0.001)Roa0.0001*(0.000)0.0000(0.000)Ggl0.0001*(0.000)0.0000*(0.000)Lev1.9636*(0.359)0.9773*(0.461)Growth-0.3653*(0.067)-0.2403*(0.461)Indep3.1249*(1.066)5.1461*(1.216)Tobinq-0.3309*(0.029)-0.2175*(0.031)常数项36.3503*(0.097)36.1070*(0.054)32.5731*(0.496)33.5147*(0.564)固定效应 NoYesNoYes观测值24883248832093620936R20.01810.01810.01990.0290注：L.EID 表示变量 EID 的滞后一期表 2 动态面板模型回归结果变量名称（1）（2）（3）（4）EID（-1）0.7683*(0.0369)0.6414*(0.0106)0.8003*(0.0361)EID（-2）0.2043*(0.0214)Digit0.0088*(0.0009)0.0054*(0.0010)0.0074*(0.0010)0.0035*(0.0010)控制变量YesYesYesYes固定效应 YesYesYesYes观测值17986132041767913204R0.0267/-97-样显示企业数字化转型在 1显著性水平下促进了环境信息披露质量提升，验证了假说 1。本文还通过双重差分法和工具变量法进行内生性检验，结果如表 3 所示。其中，第（1）列是以双重差分（DID）法进行外生冲击检验，选取 2014 年国务院发布的“宽带中国”战略为政策外生冲击。该战略能显著提升地区互联网发展程度，促进企业数字化水平。设定外生冲击变量 DID，当企业注册地所在地市纳入“宽带中国”战略后取 1，否则取 0。回归结果显示外生冲击变量与被解释变量正相关，说明外生冲击检验通过；第（2）列为以外生冲击变量作为工具变量（Shock-IV），通过工具变量最小二乘法进行内生性检验。外生冲击变量具有严格的外生性，因此如果该外生冲击显著提升了企业数字化水平，则它是一个十分优秀的工具变量。回归结果表明，以外生冲击变量拟合的企业数字化水平在 1显著性水平下与环境信息披露正相关，同样和机制检验第一步回归结论相吻合。不过，外生冲击变量很可能无法满足平行趋势，从而影响估计的稳健性。因此，本文采用连续 DID，并参考 Wu et al.（2022）研究，a采用三重差分（DDD）模型进行外生性检验以排除平行趋势不成立导致的估计偏误。其中，第（3）列是连续 DID 模型，即以外生冲击变量乘以核心解释变量作为新的解释变量，第（4）列是三重差分（DDD）模型外生冲击检验。结果均表明，外生冲击变量与企业环境信息披露负相关。因此，在考虑了可能存在的内生性问题后，假说 1 仍然成立。（二）机制检验第二步回归1.机制检验回归结果。表 4 汇报了企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的检验结果。第（1）至（4）列为面板数据固定效应回归，第（5）和（6）列为倾向得分匹配内生性检验。第（1）列的回归结果表明，企业的绿色技术创新和环境信息披露呈现正相关关系。进一步，加入核心解释变量的第（2）列回归结果表明，企业的绿色技术创新和企业环境信息披露依然呈现正相关关系。第（2）列中环境信息披露质量的系数依然显著小于 0，表明即使间接效应被高估，数字化通过促进环境信息披露质量提升推动绿色技术创新的结论依然显著成立。为了检验结论的稳健性，本文还参考 Becker and Woessmann（2009），b采用工具变量中介模型对环境信息披露质量与绿色技术创新的相关性进行验证。参考朱鹏和郭文凤（2022），c我们选取行业门类的平均环境信息披露质量数值作为公司环境信息披露质量的工具变量，行业门类采用国民经济行业分类（GB/T 47542011）。表 4 同样汇报了工具变量中介模型的回归结果。首先进行工具变量对核心解释变量的相关性以及对被解释变量的外生性检验。第（3）列结果表明，机制变量与工具变量在 1%显著性水平下正相关。第（4）列将环境信息披露质量和工具变量共同作为解释变量，再加入控制变量后对绿色技术创新进行回归。结果发现，环境信息披露质量与绿色技术创新正相关，但工具变量与绿色技a Mao Wu,Jiayi Guo,Hongzhi Tian,Yuanyuan Hong,“Can Digital Finance Promote Peak Carbon Dioxide Emissions?Evidence from China”,International Journal of Environmental Research and Public Health,vol.19,no.21,2022,pp.1-21.b Sascha O.Becker,Ludger Woessmann,“Was Weber Wrong?A Human Capital Theory of Protestant Economic History”,The Quarterly Journal of Economics,vol.124,no.2,2009,pp.531-596.c朱鹏、郭文凤：环境信息披露质量对绿色创新的影响，吉首大学学报（社会科学版）2022 年第 6 期。表 3 内生性检验结果方法名称DIDShock-IV连续 DIDDDD（1）（2）（3）（4）Digit0.0495*(0.0047)Did0.3049*(0.0274)0.0008*(0.0002)Ddd0.1709*(0.0234)控制变量YesYesYesYes固定效应 YesYesYesYes观测值20491204502045020491R0.02000.01300.01350.0141-98-术创新回归系数不显著，这表明工具变量与绿色技术创新没有直接且显著的相关性，即证明了工具变量的外生性。其次，进行工具变量二阶段最小二乘法检验。第（5）列结果表明，在采用了工具变量二阶段最小二乘法后，环境信息披露质量与绿色技术创新依然在 10%显著性水平下相关。第（6）列的回归是在第（3）列的基础上再加入核心解释变量，结果表明环境信息披露质量与绿色技术创新依然显著相关。2.机制检验的更改固定效应检验。本文还进行了更改固定效应检验，将基准回归中的企业固定效应替换为行业固定、城市固定和区县固定效应，以验证机制检验的稳健性。结果如表 5 所示，不论采用行业固定、城市固定，还是区县固定效应，企业数字化提升环境信息披露质量和企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的结论均稳健成立。由此，经过内生性和稳健性检验后，机制检验的结论依然显著成立，验证了假说 2。（三）异质性分析1.地区异质性检验。企业数字化会受到所在地自然资源禀赋的影响，绿色创新水平也会因资源丰裕程度不同而存在显著差异。因此，本文通过区域异质性检验来探求该差异，先匹配企业注册地所在的城市，再将 279 个城市分为西部、中部和东部三大类。结果如表 6 所示，中部地区数字化对环境信息披露效果强于东部和西部，且目前数字化转型呈现为东部地区发展强于中部地区、中部地区强于西部地区。东部地区在城镇化快速发展的同时也给环境造成了不可逆的伤害。而东部地区的数字化技术溢出到中西部，带动了中西部地区产业数字化转型。因此，中部地区数字化对环境信息披露的影响更加显著，西部次之，东部最后。由于“边际报酬递减”效应的存在，东部地区数字化和环境信息披露水平均相对较高，因此数字化对环境信息披露质量提升的促进作用相应减弱。进一步考察数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的区域异质性（见表 6），在将环境信息披露质量作为核心解释变量并加入企业数字化作为控制变量后，在东部和中部地区，环境信息披露质量的回归系数在 1%水平下显著为正，而西部不显著，这表明与东部和中部不同，西部企业数字化虽然提升了环境信息披露质量，但并没有因此促进绿色技术创新。注：IV-EID 表示用工具变量拟合的环境信息披露质量。表 4 机制检验回归结果变量名称INNOINNODigitINNOINNOINNO（1）（2）（3）（4）（5）（6）EID0.066*(0.022)0.07*(0.022)0.071*(0.022)Digit0.003*(0.001)0.005*(0.002)IV0.270*(0.08)-0.233(0.158)IV-EID0.744*(0.425)0.707*(0.405)控制变量YesYesYesYesYesYes固定效应YesYesYesYesYesYesN208292078917758177581775817723R0.01140.01350.01100.00920.01880.0190表 5 中介模型更改固定效应回归结果变量名称EIDINNO（1）（2）（3）（4）（5）（6）固定效应行业固定城市固定区县固定行业固定城市固定区县固定Digit0.089*(0.02)0.071*(0.02)0.064*(0.02)EID0.01*(0.001)0.0094*(0.001)0.0095*(0.001)0.003*(0.001)0.003*(0.001)0.003*(0.001)控制变量YesYesYesYesYesYes固定效应YesYesYesYesYesYesN209362087420663207892072820520R0.03600.03520.05930.21370.03340.0737-99-2.产业异质性检验。将公司分为第一、第二、第三产业，并进行机制检验的异质性检验，结果如表7 所示。从第（1）列可以看出，第一产业的企业数字化并没有促进环境信息披露质量的提升。第（4）列的结果也表明，第一产业的环境信息披露质量与绿色技术创新并不相关。由于“绿色”和低技术含量属性，第一产业融入数字化的程度较低，企业数字化程度整体不高，利用数字化从事生产较少，这使得第一产业企业的数字化转型和环境信息披露提升的动机不足。而第二产业的环境信息披露质量提升和绿色技术创新促进作用均大于第三产业。第二产业本身的“高排放、高污染”性使得其生产模式在向绿色方向转型上比第三产业有更大的空间。五、结论及政策含义本文以 20112019 年 A 股上市公司作为研究对象，对企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新的机制路径进行了实证探究。研究发现：（1）企业数字化会显著提升环境信息披露质量；（2）机制探究表明，数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新；（3）数字化通过提升环境信息披露质量促进了东部和中部地区企业的绿色技术创新，而数字化虽然提升了西部企业环境信息披露质量，但并没有因此促进绿色技术创新；（4）企业数字化通过提升环境信息披露质量促进绿色技术创新在第二、三产业显著，但在第一产业不显著。本文的研究结果表明，政府需要坚定推进环境信息披露制度的实施，加强公众对企业污染行为的监督，使得企业在数字化背景下提高自身绿色技术创新水平，实现低碳转型。第一，加快环境规制的顶层设计，建立完善的环境参与制度。相关职能部门应健全公众参与环境治理的规制，完善公民利益表达机制，并将公民对绿色环境的需求真实体现在环境相关政策中，推动其成为公众参与的有效载体，切实发挥公众的监管作用；第二，在制定环境信息披露政策时充分考虑行业和区域的特点，控制好政策力度，充分鼓励企业数字化，提高企业绿色技术创新水平，并为企业环境信息披露和长远可持续发展创建适宜的外部环境。责任编辑：张 超表 6 区域异质性检验结果变量名称EIDINNO东部中部西部东部中部西部（1）（2）（3）（1）（2）（3）EID0.092*(0.028)0.06*(0.022)0.021(0.015)Digit0.008*(0.001)0.016*(0.003)0.015*(0.003)0.004*(0.002)0.002(0.002)0.001(0.001)控制变量YesYesYesYesYesYes固定效应YesYesYesYesYesYesN14890332827181489033282718R0.03190.04000.02980.02170.04650.0259变量名称EIDINNO第一产业第二产业第三产业第一产业第二产业第三产业（1）（2）（3）（4）（5）（6）EID0.078(0.065)0.076*(0.029)0.070*(0.03)Digit0.0006(0.005)0.014*(0.0009)0.005*(0.0006)-0.003(0.004)0.005*(0.002)0.001(0.001)控制变量YesYesYesYesYesYes固定效应YesYesYesYesYesYesN230127924701230127924701R0.03330.03620.02580.02090.00060.0024表 7 产业异质性检验结果