一、引言

在数字经济浪潮席卷全球的背景下，企业数字化转型已成为重塑产业竞争格局、提升全要素生产率的核心驱动力。与此同时，在全球气候变化加剧与双碳目标的双重约束下，绿色金融政策作为引导资金流向绿色低碳领域的重要制度安排，其政策体系正不断完善。与现有文献相比，本文的边际贡献主要体现在两方面：第一，在研究视角上聚焦绿色金融改革创新试验区这一特定政策，通过构建准自然实验，识别政策对企业数字化转型的效应，弥补了现有研究多关注绿色金融整体发展水平而缺乏政策靶向性分析的不足；第二，在研究深度上基于企业微观数据，不仅验证政策的直接影响，还探讨信息透明度与企业创新两条传导路径，为理解绿色金融政策与企业数字化的协同机制提供了更细致的证据，同时也为政策优化提供了更具针对性的参考依据。

二、文献综述与研究假设

（一）绿色金融政策对数字化转型影响的相关研究

现有研究多聚焦于使用面板模型验证绿色金融对企业数字化具有正向促进作用，绿色金融政策作为推动经济可持续发展的关键政策工具，其与企业数字化转型这一新兴企业战略变革方向的关联研究尚处于探索阶段。杜家廷等人（2023）的研究聚焦于绿色金融在促进工业数字化转型方面的作用，揭示了相比传统金融手段，绿色金融能够更公平地推动这一进程^[1]。与此同时，强以晨等学者（2024）的研究则集中在重污染企业上，他们发现绿色金融不仅能显著提升这些企业的数字化水平，而且这种提升具有高度的稳定性^[2]。刘晓辉等（2024）则聚焦于流通企业，研究发现绿色金融的发展对流通企业的数字化转型具有非线性的促进作用，其效应随着金融集聚水平的提升而边际递增，且对于处于不同生命周期阶段的企业，绿色金融的影响也有所差异，在成长期和成熟期企业中的效果优于衰退期企业^[3]。此外，李从欣等（2024）进一步指出，在不同地区，绿色金融对促进企业数字化转型的效果存在异质性，并且科技创新是绿色金融促进企业数字化转型的重要渠道之一，而产业结构升级的作用则不明显^[4]。而郭淑娟等（2024）则通过门槛模型指出绿色金融对数字化转型的影响具有动态变化的特点，随着绿色金融发展，其对数字化转型的影响由最初的抑制转为促进^[5]。

（二）绿色金融政策对企业数字化的直接效应

绿色金融政策作为一种具有导向性和激励性的外部制度安排，能够从企业生产、管理、融资等多个环节产生影响，直接推动企业的数字化转型进程。基于上述分析，提出以下假设：

H1：绿色金融政策对企业数字化具有促进作用。

（三）绿色金融政策对企业数字化的间接效应

1、信息透明度

绿色金融政策的实施对企业环境信息披露提出了更高要求，这种制度性约束促使企业加强内部信息管理体系建设，提升数据采集、处理和披露的规范性。基于上述分析，提出以下假设：

H2：绿色金融政策通过缓解信息不对称进而促进企业数字化转型。

2、企业创新

绿色金融政策作为一项具有战略导向性的政策，不仅引导企业向绿色低碳方向发展，也对企业技术创新能力提出了更高要求。基于上述分析，提出以下假设：

H3：绿色金融政策通过提高企业创新水平进而促进企业数字化转型。

三、实证分析

（一）模型构建

为了研究绿色金融改革创新试验区政策对企业数字化的影响程度，构建双重差分模型如下：

其中，表示企业数字化转型，i代表个体，t代表时间；Treat为企业虚拟变量；Post为政策实施前后的时间虚拟变量。Treat×Post为双重差分变量，即DID。表示绿色金融改革创新试验区政策实施对试验区企业数字化表现的影响，若大于0，则表示绿色金融改革创新试验区政策的实施促进了企业数字化发展，反之表示降低了企业数字化发展水平。表示一系列控制变量，为企业固定效应，为时间固定效应，为随机扰动项。

（二）基准回归分析

为验证假设H1，使用双重差分模型检验绿色金融创新改革试验区政策对试验区内企业数字化的影响，基准回归结果如表3-1所示。其中第（1）列纳入了政策虚拟变量和数字化水平，回归结果显示DID系数为1.078，在1%水平上显著。第（2）列为包含政策虚拟变量、数字化水平以及进一步控制了时间固定效应和企业固定效应的回归结果，结果显示DID系数为 0.400，在1%水平上显著。第（3）列在第（2）列的基础上进一步添加控制变量，DID系数为 0.395，仍在1%水平上显著为正。回归系数均满足显著性，表明绿色金融政策提高了企业数字化水平，即本文假设H1成立。

（三）平行趋势检验

参考张莉等学者（2023）的研究，为消除多重共线性，以政策实施前一年作为基期，检验绿色金融政策出台前后各年度的效应变化^[9]。结果如图3-1所示。

图3-1 平行趋势检验

结果显示，在绿色金融改革创新试验区政策实施前的各年度，DID回归系数均未通过显著性检验，试点地区与非试点地区企业的数字化水平不存在显著差异。政策实施后两者的差异逐渐显著，试点地区企业数字化水平显著提升，平行趋势检验通过。

四、机制检验

为进一步揭示绿色金融政策影响企业数字化转型的内在机制，本研究基于信息不对称理论与波特假说，以信息透明度和企业创新为中介变量，参考江艇（2022）^[10]的研究采用两步法检验中介效应。

（一）信息透明度

参考江艇（2022）的研究采用两步法构建信息透明度中介效应模型：

表示中介变量，表示绿色金融政策对企业数字化的总效应，表示政策对中介变量信息透明度的影响效应。信息透明度分析的结果如表4-1第（1）列与第（2）列所示，核心解释变量的系数均显著，中介效应成立，假设H2成立。

（二）企业创新

参考黎文靖和郑曼妮（2016）^[7]的研究，将企业专利申请数量取对数，以衡量企业创新。并参考江艇（2022）^[10]的研究采用两步法构建企业创新中介效应模型：

表示中介变量，表示绿色金融政策对企业数字化的总效应，表示绿色金融政策对中介变量企业创新的影响效应。企业创新机制分析的结果如表4-2第（1）列与第（2）列所示，核心解释变量的系数均显著，中介效应成立，假设H3成立。

五、研究结论

本研究以2017年绿色金融改革创新试验区设立为政策冲击，基于2011-2024年试验区内A股上市企业数据，采用双重差分模型实证检验绿色金融政策对企业数字化转型的影响，主要结论如下。

第一，绿色金融政策对企业数字化转型具有显著正向直接效应，且经平行趋势检验、安慰剂检验及PSM-DID内生性处理后，该结论仍稳健，验证了研究假设H1。第二，绿色金融政策可通过提高企业信息透明度与激励企业创新，间接促进数字化转型，假设 H2、H3 均成立。

参考文献

[1] 杜家廷,袁一馨,顾谦农等.《金融深化、绿色金融发展与工业数字化转型》[J].《金融监管研究》，2023 (3)：1-16

[2] 强以晨,徐璋勇.绿色金融对重污染企业数字化的影响[J].中国人口·资源与环境,2024,34(08):93-102.

[3] 刘晓晖,袁小勇.绿色金融发展对流通企业数字化转型的影响[J].商业经济研究,2024,(24):167-170.

[4] 李从欣,胡诚诚.绿色金融对企业数字化转型影响研究[J].统计与管理,2024,39(03):69-78.

[5] 郭淑娟,闫彩凤.绿色金融、数字化转型与企业ESG表现[J].商业研究,2024,(01):91-102.

[6] 甄红线,王玺,方红星.知识产权行政保护与企业数字化转型[J].经济研究,2023,58(11):62-79.

[7] 黎文靖,郑曼妮.实质性创新还是策略性创新?——宏观产业政策对微观企业创新的影响[J].经济研究,2016,51(04):60-73.

[8] 孔东民,徐茗丽,孔高文.企业内部薪酬差距与创新[J].经济研究,2017,52(10):144-157.

[9] 张莉,刘昭聪,程可为,等.产业用地审批改革与资源配置效率——基于微观企业土地存量数据的研究[J].中国工业经济,2023,(09):61-79.

[10] 江艇.因果推断经验研究中的中介效应与调节效应[J].中国工业经济,2022,(05):100-120.