开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
Thus, using data from A-share listed companies in China's Shanghai and Shenzhen stock exchanges from 2012 to 2023, this study employs text analysis and machine learning techniques to measure the level of corporate digital transformation. It further constructs a theoretical framework and an empirical model to examine the relationships among digital transformation, green technological innovation, green management innovation, and corporate sustainable development. Specifically, the study investigates the impact of digital transformation on corporate sustainability, the mediating effects of green technological and green management innovations, as well as the synergistic interaction between the two types of innovation.
Findings reveal that digital transformation significantly promotes corporate sustainable development. Digital transformation elevates organizational performance by strategically digitizing five critical domains: organizational management, market operations, product development, manufacturing processes, and supply chain management. This integration optimizes economic efficiency, strengthens social responsibility, and reduces environmental impact, collectively driving sustainable growth. In addition, firm size and firm age have a positive effect on sustainability, while a higher asset-liability ratio exerts a negative impact.Further analysis reveals that digital transformation accelerates the process of green technological innovation through the application of digital technologies and improves innovation efficiency. At the same time, green management innovation contributes to sustainability by enhancing corporate environmental responsibility, building social trust, and encouraging employee participation in green initiatives. Digital transformation thus fosters sustainable development by improving both green technological and green management innovation. Empirical results confirm the theoretical predictions: both green technological and green management innovations serve as significant mediators in the relationship between digital transformation and corporate sustainability.Regarding the synergistic effect between green technological and green management innovations, green technological innovation provides firms with environmentally friendly solutions, while green management innovation strategically supports their implementation. Their mutual reinforcement enhances corporate adaptability in complex markets,and supports the development of long-term environmental strategies. Empirical analysis validates the existence of this synergy and its positive impact on corporate sustainability.
The main contributions of this paper are threefold. First, this study systematically investigates the impact of digital transformation on corporate sustainability. Second, it disaggregates the broad concept of corporate green innovation into two distinct dimensions of green technological innovation and green management innovation and examines both the mediating effects of each type of innovation and their synergistic interaction. This offers a new perspective for understanding the relationship between digital transformation and sustainability. Third, by exploring the interconnections among digital transformation, green innovation, and corporate sustainable development, and analyzing the mediating role of green innovation, the study not only provides a mechanism-based explanation and empirical evidence for how digital transformation can drive sustainable development, but also offers theoretical insights and policy implications to support the development of China′s digital infrastructure and the pursuit of high-quality, sustainable economic and social progress.
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2022年国务院印发的《“十四五”数字经济发展规划》指出,“加快企业数字化转型升级”,“全面系统推动企业研发设计、生产加工、经营管理、销售服务等业务数字化转型”。2023年《政府工作报告》强调“加快传统产业和中小企业数字化转型,着力提升高端化、智能化、绿色化水平”。我国数字经济规模不断扩大,根据国家统计局数据显示,截至2023年12月,我国数字经济核心产业增加值达到127 555亿元,占国内生产总值(GDP)的9.9%。我国传统行业发展中普遍存在高投入、高消耗、高污染和低效益问题,加上数字技术应用进展缓慢、数字化设备更新不及时、工业化网络建设滞后等因素,不利于企业长远发展,因此如何在数字化转型过程中利用绿色创新降低环境污染、提升生态质量,实现可持续发展,成为企业亟需解决的问题。
已有文献关于数字化转型对企业可持续发展影响的研究结论并不一致。部分研究认为,数字化转型能够促进企业可持续发展,改善企业经济、环境和社会责任绩效[1-2];也有研究发现,更高程度的数字化转型可能与企业可持续发展中的经济绩效和环境绩效存在负相关关系[3-4];还有研究认为,数字化转型与企业可持续发展呈现出“U”型关系[5-6]。上述研究结论的矛盾性说明数字化转型与企业可持续发展的关系尚未明确,且鲜有研究涉及数字化转型对企业可持续发展的影响机制。针对上述问题,本文通过构建数字化转型、绿色创新与企业可持续发展关系理论框架和实证模型,明确数字化转型对企业可持续发展的影响及其作用机制。
本文主要贡献如下:第一,通过构建数字化转型、绿色技术创新、绿色管理创新与企业可持续发展关系理论框架和实证模型,系统探讨数字化转型对企业可持续发展的影响;第二,将企业绿色创新细分为绿色技术创新和绿色管理创新,分析两种创新的中介效应以及协同效应,明确数字化转型对企业可持续发展的影响机制,为更清楚地理解数字化转型与企业可持续发展的关系提供新视角;第三,探索数字化转型、绿色创新和企业可持续发展的关系,分析绿色创新在数字化转型与企业可持续发展间的中介效应,不仅为企业通过数字化转型实现可持续发展提供作用机制解释和经验证据,还为我国数字化体系建设和经济社会可持续发展提供理论支持与政策依据。
根据国家工业信息安全发展研究中心对数字化转型的定义,数字化转型是在业务数据化后利用人工智能、大数据、云计算、区块链、5G等新一代信息技术,通过数据整合,通过对组织、业务、市场、产品开发、供应链、制造等经济要素进行全方位变革,实现提升效率、控制风险,提升产品和服务的竞争力,形成物理世界与数字世界并在的局面。数字化转型涵盖对组织、生产制造、市场、产品开发、供应链等各类经济要素的全面变革。Singh等[7]指出,数字化转型意味着企业借助数字技术推动业务模式更新,而这种转变会导致组织结构变化或产品生产流程自动化。企业可持续发展是具有经济意义的生态概念,它追求经济效益、社会效益与环境效益等综合效益最大化,旨在实现企业、社会和生态环境和谐共生[8]。现有企业可持续发展驱动要素研究主要关注创新能力、社会责任、内部控制和融资约束等方面[9-10]。
本文根据数字化转型定义,从组织管理、市场销售、产品开发、生产制造和供应链5个方面的数字化改造,探讨数字化转型如何影响企业可持续发展。第一,在组织管理数字化改造方面,数字信息技术(大数据、云服务等)应用使企业组织管理活动更加智能化,信息沟通效率与准确度得以提升,内部管理得以标准化,组织结构实现扁平化[11]。由此,不仅提升了组织管理质量,还通过构建内部信息交流网络促进信息流通与共享,提升信息透明度,缓解组织管理中的信息不对称问题,从而减少沟通成本,优化内部管理,提高经济效益,推动企业可持续发展[12]。第二,在市场销售数字化改造方面,企业使用数字技术赋能市场分析,结合大数据技术精准匹配客户需求,加强与客户沟通,提升销售部门对市场的敏锐度,及时获取客户反馈,优化产品销售策略,获得差异化竞争优势,增强市场竞争力[13],提高经济效益、社会效益,从而促进可持续发展。第三,在产品开发的数字化改造方面,应用计算机辅助设计(CAD)和三维建模技术,通过快速原型制作、可视化设计评审和虚拟仿真分析实现产品开发过程数字化。数字技术应用拓宽了企业外部知识搜寻深度与广度,有助于企业进行跨领域知识集成与更新,为团队提供更加灵活、高效的开发模式,促进绿色技术开发,提高经济、环境效益,从而推动企业可持续发展。第四,在生产制造的数字化改造方面,通过数字技术与数据分析优化产品生产制造,提升生产资源配置效率,降低产品制造产生的污染[14],提升企业核心竞争力以及经济、环境效益,从而推动企业可持续发展。第五,在供应链的数字化改造方面,数字技术能够实现信息实时共享,使供应链各环节及时获得相关数据,进而优化生产和销售安排,降低运营成本和供应链各环节碳排放,促进上下游企业间沟通与协作,提高企业经济、社会和环境效益,从而推动企业可持续发展。
综上所述,数字化转型通过将数字技术深度应用于组织结构和业务模式,推动企业组织管理、产品研发、生产制造、市场销售及供应链方面的数字化改造。这种转型不仅为企业带来新的业务模式,拓展市场空间,还缓解内外部信息不对称问题,为企业注入持久的竞争力。数字化转型为企业带来经济效益的同时,也提升企业环境效益和社会效益,促进企业可持续发展。基于以上分析,本文提出以下假设:
H1:数字化转型对企业可持续发展具有正向影响。
基础资源论认为,企业是各种资源的集合体[15]。数字化转型能够构建新型、有效的资源流动机制,使企业突破信息壁垒,整合绿色知识、信息和技术资源,进而提升绿色创新能力。熊彼特的创新理论认为,创新是对企业资源重新配置与整合的过程,绿色创新不仅可以提升企业核心竞争力与经济效益,还能够有效减少污染,增强企业可持续发展能力。
绿色创新是指通过节约能源使用、替代能源生产、废弃物处理及污染防治等软硬件创新手段,采用新型或改进的环保技术,实现资源高效利用并减少环境污染[16],可分为绿色技术创新和绿色管理创新。前者是指围绕生产流程和最终产品在资源节约与环境保护方面的技术创新活动;后者是指通过采用环保管理技术提高资源利用效率与环境保护力度[17],更侧重于企业内部绿色管理实践。本文分别从绿色技术创新和绿色管理创新两方面探讨可能存在的中介效应。
1.2.1 绿色技术创新的中介效应
(1)数字化转型对企业绿色技术创新的影响。通过数字化转型,企业可以实现内外部信息共享与知识整合[18],加强研发人员间交流与学习,实现协同创新,从而产生显著技术溢出效果,为绿色技术创新奠定坚实的技术基础(张国胜和杜鹏飞,2022)。
智能制造技术(如机器人、自动化生产线和人工智能)应用,使企业通过物联网(IoT)监测产品生产与流通环节中资源使用情况,并根据实时数据自动调整生产流程,实现生产过程智能化与自动化,在优化资源配置的同时实现清洁生产[19],提高生产精确性和资源利用效率[20],从而推动生产环节绿色技术创新。通过数字孪生技术模拟产品在不同生命周期所受环境的影响,有助于企业及时调整生产工艺或选择更为环保的材料,实现精准绿色技术开发[21],进而更有效地控制污染物排放量,提升绿色技术创新水平(戴翔和杨双至,2022)。数字化市场销售系统有助于企业捕捉消费者绿色消费偏好,进而通过反馈机制快速调整绿色产品研发与生产[22],获得市场销售动态反馈。这不仅推动了绿色技术创新发展,还强化了企业在市场上的绿色竞争优势。数字化转型将数字技术应用于企业产品设计、生产制造和回收利用等各环节,对现有生产工艺进行优化改进,进而形成绿色循环生产模式,拓展创新空间[23]。在数字化转型驱动下,企业能够探索“产品即服务”模式,通过提供基于数字平台的服务替代传统产品销售,减少资源浪费[24],为绿色技术创新提供广阔的空间和新的商业模式。
综上所述,数字化转型通过技术溢出、技术应用、创新空间拓展和新商业模式开发促进企业绿色技术创新。
(2)绿色技术创新对企业可持续发展的影响。绿色技术创新通过将绿色理念融入产品研发和生产技术改造过程,为企业可持续发展提供支持。绿色技术创新对企业可持续发展的影响主要体现在以下方面:第一,绿色技术创新通过开发环保产品、优化生产工艺与生产流程减少能源和原材料浪费,不仅降低企业生产成本[14],还提升能源效率和成本效益[25],增强企业抗风险能力,有助于企业采用更具弹性的经营模式[26],提升产品市场份额与经济效益[27]。第二,通过循环利用和生产技术改进,绿色技术创新可以有效减少污染物排放,使产品更符合政府环保政策要求,降低产品对环境的不利影响,避免罚款,提高企业社会形象[28],为企业带来更多社会效益[29]。第三,通过绿色技术创新,企业能够提供更环保的产品和服务,满足消费者需求,提高环保产品的市场竞争力。随着环保产品市场需求水平不断上升,企业不仅能够增加环保产品销售收入,还可以提高产品市场份额和品牌价值[30-31],进而促进自身可持续发展。基于以上分析,本文提出以下假设:
H2:数字化转型通过提升企业绿色技术创新水平促进企业可持续发展。
1.2.2 绿色管理创新的中介效应
(1)数字化转型对企业绿色管理创新的影响。借助数字技术,企业能够跨组织构建绿色合作网络,推动整个生态系统可持续发展。企业通过供应链管理数字化与供应商、客户建立共享数据平台和统一环保标准,从而实现绿色管理创新。上述绿色合作网络的建立,不仅能够有效减少资源浪费,还可以增强企业应变能力,为绿色管理创新奠定基础[32]。智能化决策支持系统(如AI和大数据分析)可以实时分析企业能耗、废弃物排放等数据,有助于企业管理层实时追踪和监控环境数据,及时响应环境变化,获得更准确的数据,从而有效实施绿色管理创新[33]。综上所述,数字化转型促进企业绿色管理创新。
(2)绿色管理创新对企业可持续发展的影响。绿色管理创新通过改进企业管理方式使绿色理念融入企业运营和决策过程,从而为可持续发展提供支持。
在全球环保政策日趋严格的背景下,绿色管理创新有助于企业灵活适应新的环境法规,并通过环保数据管理加强内部监控。借助绿色管理创新,企业不仅能够识别环境风险,还可以降低潜在违规成本,获取长期发展优势[20]。
企业通过优化内部环保管理流程,使绿色发展成为内部管理的重要组成部分。通过绿色管理创新,企业强化自身与外部利益相关者的关系,提高客户忠诚度,赢得投资者信任[22],履行社会责任,从而提升组织形象和社会信任度。通过构建绿色供应链管理体系,企业能够在减少碳排放的同时获得消费者和合作伙伴认可,从而提升市场竞争优势[34]。绿色管理创新向外界传递企业积极承担社会责任的信号,有助于企业塑造良好的社会形象,提升企业社会效益[17]。
绿色管理创新能够推动企业内部环保文化建设,使员工在日常工作中更加关注资源节约和环境保护。实施绿色管理创新的企业通常能够激励员工参与绿色项目,增强员工责任感和企业认同感[32]。这种文化创新不仅提升员工工作效率,也促进企业整体创新能力提升和可持续发展[35]。基于以上分析,本文提出以下假设:
H3:数字化转型通过提升企业绿色管理创新水平促进企业可持续发展。
1.2.3 绿色技术创新与绿色管理创新的协同效应
绿色技术创新和绿色管理创新对企业可持续发展的影响并非独立存在,二者存在显著协同效应,能够共同为企业可持续发展提供更有力的支持。
绿色技术创新通常需要管理方面的配合才能充分发挥作用,技术与管理存在相互促进效应。企业在实施绿色技术创新的同时,辅以绿色管理创新(如构建环境绩效考核机制),能够更好地推动绿色技术落地和拓展[20]。根据Dekoninck等[36]的研究,在汽车制造业中,绿色技术创新只有与清洁生产管理政策相结合,才能更好地实现碳排放和资源节约。
绿色技术创新为企业提供环保解决方案,绿色管理创新则从战略层面推动上述方案执行,进而促进企业环境战略转型。企业通过绿色管理创新将绿色技术纳入整体战略,不仅能够提升环境绩效,而且可以进入新绿色市场[37]。这种战略转型有助于企业构建绿色竞争优势,在环保意识逐渐增强的市场中实现可持续增长。
绿色技术创新和绿色管理创新整合可提升企业在复杂市场中的适应性,增强其长期竞争力。通过绿色技术创新和绿色管理创新整合,企业可以在政策、市场竞争、消费者需求变化的环境中保持灵活性和适应性[24]。Zhang等[14]指出,制造企业将绿色技术创新与绿色管理创新相结合,构建具有前瞻性的环境管理体系,以此在环保政策和市场变化中保持竞争力。基于以上分析,本文提出以下假设:
H4:绿色技术创新、绿色管理创新在促进企业可持续发展方面存在显著协同效应。
2.1.1 基准回归模型
为检验数字化转型对企业可持续发展的影响,本文构建计量模型如下:
ESGit=α0+α1lnDTit+α2Zit+μi+θt+εit
(1)
式(1)中,lnDTit为企业i在t年的数字化转型指标,ESGit表示企业i在t年的可持续发展表现。Zit为控制变量组,包含企业年龄(Age)、企业规模(Scale)等,μi、θt分别为企业个体固定效应和时间固定效应,εit为随机误差项。
2.1.2 中介效应检验
为验证数字化转型能否通过提升绿色技术创新和绿色管理创新水平促进企业可持续发展,本文构建计量模型如下:
ESGit=β0+β1lnDTit+β2Zit+μi+θt+εit
(2)
Mit=δ0+δ1lnDTit+δ2Zit+μi+θt+εit
(3)
ESGit=γ0+γ1Mit+γ2lnDTit+γ3Zit+μi+θt+εit
(4)
其中,M为中介变量,包括绿色技术创新(Gti)和绿色管理创新(Gmi),其他变量含义同前文。
2.1.3 协同效应检验
数字化转型在促进绿色技术创新和绿色管理创新的同时,为二者协同作用提供条件。在绿色技术创新和绿色管理创新双重驱动下,企业不仅能够获得经济效益,还可以获得环境效益和社会效益。上述协同作用是企业可持续发展的重要动力来源,为了验证该效应,本文构建计量模型如下:
ESGit=ρ0+ρ1Gtiit+ρ2Gmiit+ρ3Gtiit×Gmiit+ρ3Zit+μi+θt+εit
(5)
交互项Gtiit×Gmiit的系数ρ3反映绿色技术创新和绿色管理创新能否对企业可持续发展产生协同效应。
2.2.1 企业可持续发展
ESG评级(ESG Ratings)又被称为ESG评价体系,由商业和非营利组织创建,以评估企业承诺、业绩、商业模式和结构与可持续发展目标相一致的程度,是评估企业在可持续发展方面表现的标准。ESG成为评估企业可持续性和社会责任履行情况的重要指标[38],环境维度主要关注企业对自然环境的影响,包括能源使用、温室气体排放、废物管理等;社会维度主要关注企业社会责任,包括员工健康与安全、劳动权利、社区参与等;公司治理维度则关注企业领导、执行、监督和决策过程,包括董事会结构、股东权利、内部控制等。
本文参考徐祥兵等[39]的研究,选择彭博ESG综合评分指数作为被解释变量企业可持续发展的代理变量。该评价体系存在多种数据来源,包括财务报告、环境披露、新闻资讯和政府文件等,其算法和模型能够对不同ESG指标进行定量评估、权重分配,进而全面、精确地评估企业可持续发展表现,且评分具有较高的客观性与公正性。
2.2.2 企业数字化转型
借鉴吴非等(2021)的方法,本文使用Python爬虫技术搜集2012—2023年中国沪深A股上市企业年报数据,提取其中有关数字化转型的关键词以构建数字化转型指标,形成包含人工智能技术(AI)、大数据技术、云计算技术、区块链技术和数字技术应用的结构化特征词词库,并采用文本分析法对特征词词频进行统计,构建企业数字化转型指标体系。借鉴张朝帅等[40]的研究,使用机器学习的词频-逆文本频率法计算企业数字化转型指标,计算公式如下:
(6)
其中,fit(x)为数字化转型关键词x在t年企业i的年报中出现频次,关键词x的逆文本频率由Nit/nit(x)计算得出,Nit表示在t年获得的企业i年报总数,nit(x)表示在t年获得的包含关键词x的企业i年报数量。对计算结果取对数,以此衡量数字化转型。
2.2.3 控制变量
为提高研究结论的准确性,避免遗漏变量,参考以往研究,本文引入一系列可能影响企业可持续发展的控制变量,主要包括:①企业规模(Scale),以企业营业收入取对数表示;②企业年龄(Age),以企业存续时间取对数表示;③企业资产负债率(Lev),采用企业负债总额与净资产总额的比值表示;④资产收益率(Roa),采用企业税后净利润与企业总资产的比值表示;⑤独立董事比例(Indep),采用企业独立董事人数与董事总人数的比值表示;⑥托宾Q值(Q)。
2.2.4 中介变量
本文中介变量为企业绿色技术创新(Gti)和绿色管理创新(Gmi)。借鉴解学梅等(2021)的研究,基于世界知识产权组织发布的《绿色专利清单》中IPC代码识别绿色专利,企业某年独立申请的绿色发明专利与实用新型专利总数加1取对数衡量企业绿色技术创新水平;参考席龙胜等[17]的研究,分析上市公司管理披露情况表中关于环保管理的各项指标(环保管理制度体系建立、是否通过ISO14001环境管理体系认证、是否通过ISO9001质量管理体系认证、环保教育与培训开展情况以及环保专项行动实施情况),通过对上述指标进行加总得到综合得分,以此衡量企业绿色管理创新水平。
本文选取2012—2023年沪深两市A股上市公司数据作为研究样本并进行如下处理:剔除研究期间被标记为ST、*ST或PT的公司;剔除保险、金融行业的公司,以及研究期间上市或持续亏损的公司;对变量进行上下1%水平的缩尾处理;剔除变量数据缺失的样本。企业层面的初始数据来源于CSMAR数据库和企业财报,企业可持续发展数据来自彭博ESG评级体系;企业数字化转型数据则通过分析上市公司年报数据获得,相关数据可在我国上交所和深交所官网查询;绿色技术创新的原始数据基于世界知识产权组织发布的《绿色专利清单》并通过IPC代码识别;绿色管理创新数据来源于上市公司管理披露情况表;控制变量数据均来自以上数据库。由此,本文获得1 729家上市公司共计20 748个观测值。
各变量描述性统计结果如表1所示,表明样本中不同企业可持续发展能力存在较大差异。企业数字化转型(DT)的均值为0.817,中位数为0.713,表明多数样本企业数字化水平低于均值。分布呈现右偏态,可能源于少数企业(如行业领先者)数字化转型程度显著高于其他企业(最大值5.011)。
表1 描述性统计结果
Table 1 Results of descriptive statistics
变量均值标准差最大值最小值中位数样本量ESG0.7370.0890.8260.3150.59620 748DT0.8171.0225.0110.0000.71320 748 Gt1.9103.87223.0000.0005.10420 748Gm1.0091.1505.0000.0001.30120 748Scale20.1052.03724.01318.71922.03820 748Age2.8090.3413.4271.7882.94120 748Lev0.4430.2030.9280.0500.39920 748Roa0.0660.0500.306-0.1710.06220 748indep0.3370.0560.5970.2980.32420 748Q2.0131.1788.6520.7323.87020 748
基准回归结果如表2所示。其中,列(1)(2)分别为不考虑控制变量和加入控制变量的双向固定效应基准回归结果。可以看出,数字化转型对企业可持续发展影响的估计系数分别是0.048和0.055,均在1%水平上显著为正,说明数字化转型显著促进企业可持续发展。由此,假设H1得到验证。
表2 基准回归结果
Table 2 Baselinek regression results
变量(1)(2)DT0.048***0.055***(6.487)(6.901)Scale0.229***(5.321)Age0.041***(5.066)Lev-0.340**(-2.09)Roa0.052(0.814)Indep0.204(1.005)Q0.017(0.903)常数项0.944***1.220***(12.989)(13.007)时间/行业YESYES观测值20 74820 748Adj R20.3280.579
注：*、**和***分别表示10%、5%、1%显著性水平,括号内为t值,下同
企业规模(Scale)的系数显著为正,可能原因在于:随着企业规模扩大,企业综合实力增强,经济效益、社会声誉提升,有利于企业可持续发展。企业年龄(Age)的系数显著为正,可能原因在于:随着在市场上存续年限增加,企业管理、研发和生产方式成熟,企业环境、社会、责任效益提升,有利于企业可持续发展。而企业资产负债率(Lev)的系数显著为负,说明企业负债率越高,财务状况越不利于企业可持续发展。
本文采用模型(2)～(4)对绿色技术创新和绿色管理创新的中介效应进行实证检验,结果如表3所示。表3列(2)显示,数字化转型对企业绿色技术创新影响的系数为0.205,在1%水平上显著,表明数字化转型显著促进企业绿色技术创新。表3列(3)显示,在纳入中介变量企业绿色技术创新后,相较于列(1),数字化转型对企业可持续发展影响的系数由0.049降至0.037且在5%水平上显著,表明绿色技术创新在数字化转型与企业可持续发展间起中介作用,且企业绿色技术创新的间接效应为0.012,中介效应占总效益的比重为24%。由此说明,数字化转型通过提升企业绿色技术创新水平促进企业可持续发展,假设H2得到验证。
表3 中介机制检验结果
Table 3 Mediating mechanism test results
变量ESGGtiESGESGGmiESG(1)(2)(3)(4)(5)(6)DT0.049**0.205***0.037**0.045**0.284***0.031*(1.998)(7.732)(2.090)(2.059)(7.990)(1.706)Gti0.059***(6.191)Gmi0.049***(9.101)控制变量YESYESYESYESYESYES常数项3.140***6.607***-5.020***11.271***7.607***-4.982***(4.001)(8.719)(-11.002)(7.539)(10.424)(-9.455)时间/行业YESYESYESYESYESYES观测值19 24619 24619 24619 02019 02019 020AdjR20.3320.2940.4020.3200.2340.481
表3列(5)显示,数字化转型对企业绿色管理创新影响的系数为0.284,在1%水平上显著,表明数字化转型显著促进企业绿色管理创新。表3列(6)显示,在纳入中介变量企业绿色管理创新后,相较于列(4),数字化转型对企业可持续发展影响的系数由0.045降至0.031,且在10%水平上显著,表明绿色管理创新在数字化转型与企业可持续发展间起中介作用,且企业绿色管理创新的间接效应为0.014,中介效应占总效益的比重为31%。由此说明,数字化转型通过提升企业绿色管理创新水平促进企业可持续发展,假设H3得到验证。
表4报告了绿色技术创新与绿色管理创新协同效应检验结果, 列(1)(2)分别为不考虑控制变量和加入控制变量的回归结果。可以看出,绿色技术创新和绿色管理创新的系数仍显著为正,交互项Gti×Gmi系数分别为0.023、0.029,均在1%水平上显著为正。由此说明,绿色技术创新和绿色管理创新存在显著协同效应,从而为企业可持续发展提供更有力的支持,假设H4得到验证。
表4 协同效应检验结果
Table 4 Synergistic effect test results
变量(1)(2)Gti0.035***0.042***(5.329)(5.020)Gmi0.031***0.038***(3.321)(3.924)Gti×Gmi0.023***0.029***(2.737)(4.322)Scale0.349***(7.353)Age0.074***(3.248)Lev-0.093**(-2.10)Roa0.200(0.603)Indep0.112(0.834)Q0.099(0.793)常数项1.830***2.441***(2.329)(3.880)时间/行业YESYES观测值20 74820 748Adj R20.3890.592
3.5.1 替换核心解释变量
参考张朝帅等[40]的研究,本文采用上市公司财务报表附注中的无形资产占比(数字化相关无形资产与无形资产总额的比值,Pia)衡量企业数字化转型程度,回归结果如表5所示。结果显示,无形资产占比(Pia)的回归系数方向、显著性均与基准检验结果一致,说明基准检验结果稳健。
表5 替换核心解释变量的回归结果
Table 5 Regression results with alternative core explanatory variables
变量ESGGtiGmi(1)(2)(3)Pia0.037***0.258**0.323*(4.279)(2.266)(1.830)控制变量YESYESYES常数项12.794***8.732***12.421***(8.124)(9.322)(9.629)时间/行业YESYESYES观测值20 74820 74820 748Adj R20.3270.4340.492
3.5.2 控制地区层面的固定效应
由于不同地区存在资源禀赋、产业结构和劳动力等方面差异,本文在实证模型中加入控制省级区域层面的固定效应,回归结果如表6所示。列(1)(2)分别展示了不包含控制变量和包含控制变量的回归结果,企业数字化转型(DT)的系数均在1%水平上显著为正。由此表明,进一步控制地区层面固定效应后,数字化转型对企业可持续发展仍具有促进作用。
表6 控制地区层面固定效应的回归结果
Table 6 Regression results of fixed effects at the regional level
变量(1)(2)DT0.032***0.034***(8.048)(8.590)Scale0.253***(8.97)Age0.148***(3.794)Lev-0.285**(-2.046)Roa0.157(0.892)Indep0.325(0.797)Q0.035(1.023)常数项4.683***4.075***(5.935)(5.279)时间/行业YESYES地区YESYES观测值20 74820 748Adj R20.3440.605
3.5.3 工具变量法控制内生性
考虑到可能存在因遗漏变量和逆向因果等导致的内生性问题,本文采用工具变量法(IV)进行检验。借鉴肖红军等(2021)的研究,本文将按年度、行业和省份分类的企业数字化水平均值(DT_IV)作为工具变量,并使用2SLS回归方法重新估计企业数字化转型对企业可持续发展的影响,结果如表7所示。
表7 基于内生性处理的稳健性检验结果
Table 7 Robustness test results based on endogeneity treatment
变量第一阶段第二阶段DTESGDT_IV0.093***(6.013)DT0.030***(8.210)控制变量YESYES常数项9.184***7.442***(10.349)(3.742)时间/行业YESYESLM统计量574.937WaldF统计量3 294.294观测值20 74820 748Adj R20.3370.348
为检验工具变量的有效性,本文对其进行不可识别检验(LM检验)和弱工具变量检验(Wald F检验)。Kleibergen-Paap rk LM统计量值为574.937,在1%水平上显著,能够拒绝识别不足的原假设;Kleibergen-Paap rk Wald F统计量值为3 294.294,高于Stock-Yogo在10%水平上的临界值16.38,通过弱工具变量检验。
第一阶段检验中,企业数字化水平均值(DT_IV)的估计系数为0.093,在1%水平上显著为正,满足工具变量相关性要求。第二阶段检验中,企业数字化转型(DT)的系数为0.030,在1%水平上显著为正,与基准回归结果一致,说明在考虑模型内生性后,数字化转型仍能促进企业可持续发展。由此说明,基准回归结果稳健。
在数字经济发展战略与可持续发展理念下,企业如何通过数字化转型实现自身可持续发展,受到学术界与实务界广泛关注。本文基于2012—2023年我国沪深A股上市公司数据,构建数字化转型、绿色创新与企业可持续发展关系理论框架,探讨了数字化转型对企业可持续发展的影响,以及绿色技术创新、绿色管理创新的中介效应和两者的协同效应,得出以下主要结论:
(1)数字化转型能够显著促进企业可持续发展。数字化转型通过对企业组织管理、市场销售、产品开发、生产制造和供应链进行数字化改造,实现经济、社会和环境效益增长,从而推动自身可持续发展。企业规模和企业年龄对企业可持续发展具有正向影响;企业资产负债率对企业可持续发展具有负向影响。
(2)数字化转型通过数字技术应用加速绿色技术创新进程,提升企业绿色技术创新效率;数字化转型通过大数据和人工智能技术应用提高企业管理决策的科学性,推动各部门协同合作以及企业间绿色合作,提高企业绿色管理创新能力;绿色技术创新通过优化资源利用、减轻环境负担和满足绿色市场需求等方式,促进企业可持续发展;而绿色管理创新则通过强化企业环境责任履行、提升社会信任度和激励员工参与绿色项目,促进企业可持续发展。
(3)在绿色技术创新与绿色管理创新协同效应方面,绿色技术创新为企业提供环保解决方案,而绿色管理创新则从战略层面推动上述方案执行。绿色技术创新与绿色管理创新相互促进,不仅提升企业在复杂市场中的适应性,而且有助于企业制定长期环境战略和获取绿色竞争优势,为其可持续发展奠定基础。
(1)企业需要利用数字技术积极推动组织管理、市场销售、产品开发、生产制造和供应链等方面的数字化转型,根据自身特点进行技术创新、产品创新、业务创新,以匹配数字化转型需求,同时降低创新风险。政府应认识到数字化转型对企业可持续发展的重要性,积极推进数字技术设施建设,不断夯实产业数字化基础,将人工智能、大数据、云计算、区块链、5G等技术与传统产业深度融合,通过出台相关政策鼓励企业数字化转型,同时搭建数字化转型推广平台,优化企业数字化转型模式,以此推动整体行业数字化转型。
(2)企业要积极提升绿色创新意识,利用大数据、人工智能、云计算等技术赋能绿色技术研发与实验模拟,提升绿色产品设计、节能降碳技术开发效率和精准度。同时,推动数字孪生、工业物联网等新一代信息技术与绿色制造深度融合,从而提升生产制造环节经济效益和环境效益;强化对绿色技术的专利申请与保护,构建可信的知识产权确权与交易机制,进而激励持续创新。构建开放共享的绿色技术数据库和数字资源平台,推动科研机构、企业间信息对接与协同创新,为企业绿色技术创新提供数据支持与政策支持,并对创新动力不足的企业进行赋能,引导企业提升绿色技术创新水平;聚焦节能降碳、资源循环利用等关键绿色技术领域,支持产学研协同攻关,促进科研成果产业化与数字化。
(3)企业加大对物联网、大数据、人工智能等数字技术的投入力度,基于大数据、人工智能技术构建智能监测和能耗追踪系统,实时监测并优化内部能源使用、废弃物处理和资源分配;借助数字化工具,推动绿色供应链管理、生命周期评估、绿色绩效评价等管理机制升级,提高自身在环保、节能、减排等方面的管理精度与响应效率,并依托数字平台加强与上下游企业协作,推动产业链绿色转型,进而提升整个供应链资源利用效率和环境绩效。同时,政府可构建统一开放的绿色数据共享平台,整合企业排放、能耗、资源使用等信息,实现行业绿色治理透明化和科学化,并在具有产业基础和数字条件的地区开展试点,支持一批数字绿色转型示范企业,推广可复制的成功经验。
(4)在促进企业可持续发展方面,绿色技术创新与绿色管理创新存在协同效应。绿色技术创新和绿色管理创新协同发展,在推动绿色技术研发与应用的同时,构建相匹配的绿色管理体系,设立专门的绿色管理部门或绿色战略委员会,保障绿色技术落地;将绿色管理上升至战略层面,将其融入产品设计、供应链管理、生产运营和品牌建设等全过程,培育绿色文化和绿色核心竞争力;加强与高校、科研机构和上下游企业合作,打造跨组织绿色创新网络,实现资源共享与能力协同,从而提升整体绿色创新效率。通过制定环保相关法律法规加强绿色行为监管,同时构建差异化激励机制,对绿色协同创新成效显著的企业给予政策优待,如优先参与政府采购、享受绿色通道服务等;制定统一、科学的绿色评价标准,推动企业绿色技术与管理标准化、规范化发展;加强知识共享平台和培训基地建设,提升中小企业在绿色管理和技术应用方面的能力;鼓励行业协会、环保组织、金融机构等多元主体参与绿色生态建设,推动绿色技术在行业和社会层面扩散。
本文存在以下不足:一方面,本研究将企业数字化转型视为整体进行度量,未来可将数字化转型分为组织管理、市场销售、产品开发、生产制造和供应链5个方面的数字化改造,进一步对企业数字化转型的测算方式进行细化,分析不同方面的数字化转型对企业可持续发展的影响差异。另一方面,绿色技术创新是围绕生产流程和最终产品两方面的技术创新活动,包括绿色产品创新与绿色工艺创新两个层面,未来可将绿色技术创新细分为两个部分,分别考察其中介效应。
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