供應鏈金融與供應鏈彈性的制造業實證分析

摘要：在現有文獻中，供應鏈彈性和供應鏈金融這兩個重要因素之間的關系并沒有得到充分的研究。本文試圖填補這一缺口，對供應鏈金融和供應鏈彈性之間的關系進行探討，基于供應鏈金融的視角對制造業供應鏈彈性進行實證研究，探索供應鏈金融對制造業供應鏈彈性的影響機制，以對提升制造業供應鏈的彈性提出建議和策略。

關鍵詞：工業互聯網；供應鏈金融；供應鏈彈性

引言

供應鏈管理文獻長期以來一直關注實物商品和信息的流動，往往忽視了實物和金融整合在供應鏈運營中的重要性。供應鏈金融的發展有助于整個供應鏈的正常有效運作[1]。為了確保整個供應鏈的順利運作，必須考慮到企業在供應鏈各階段的一般和特殊情況，以及關于物流和資本流動的信息[2]。隨著生產變得更加專業化，供應鏈在企業發展中的財務作用變得更加明顯，單個企業無法控制的風險變成了單個企業可以控制的風險，至少可以通過獲取各種信息來控制風險，從而增加企業供應鏈在緊急情況下的可持續性。

1. 研究現狀

在供應鏈金融內涵方面，不同的學者有著不同的見解，大多數都對其作用給予了積極的肯定。供應鏈金融通過把供應鏈上下游各個節點結合起來，實現其兩方面屬性。當側重金融屬性時，強調銀行的地位，體現為一種創新信貸；當側重產業屬性時，則將關注點轉移到供應鏈上的運營商包括核心企業及與核心企業相關的一系列上下游中小企業，在此情境下，更側重于打造完整性。國內外學者對供應鏈金融的研究，可以歸納為從銀行、中小企業和供應鏈整體三個角度來探討。從銀行角度，部分學者認為供應鏈金融作為銀行金融創新服務，是一種融資業務和融資工具。Lamoureux和Evans指出供應鏈金融是金融事件和已發生的商業交易過程的結果[3]。Popa指出供應鏈金融是銀行重新包裝其傳統產品如貿易、保險、支付和現金管理的市場營銷手段。我國學者胡躍飛、黃少卿基于對金融的理解，認為供應鏈金融是人們為了適應供應鏈生產組織體系的資金需要而開展的資金相關服務定價與市場交易活動[4]。

2. 理論機制與研究假說

（1）融資效應視角

金融供應鏈的財務特征總體上提高了企業的外部財務能力，為創新提供了資金支持?；魻栒J為，由于商業創新的長期和不確定性，企業容易面臨著嚴重的財務限制。提供融資可以適當擴大提供融資信貸融資，加強銀企關系，拓寬外部融資渠道，提高外部融資能力，支持創新[5]。

（2）關系效應視角

供應鏈金融通常旨在加強核心企業和上下游大型企業之間的關系，促進供應鏈創新的流動并優化其配置，并提高創新率。在創新活動中，企業深知組織的內部資源不符合市場競爭的個人和差別要求，因此必須努力在供應鏈中建立社會關系網絡，并尋求合作伙伴的技術知識和資源援助，以確保創新活動取得成功?；谝陨戏治鎏岢黾僭OH1：供應鏈金融有助于增強制造業供應鏈彈性。

3. 變量選取

本文所選研究變量如表1所示。

3.1 數據來源

基于數據可得性，以我國中小板上市的制造業企業為樣本獲取數據，對樣本進行如下篩選：①剔除ST和*ST企業，因為這些企業的財務數據存在異常；②剔除海外主營業務收入為0的企業，因為海外主營業務收入為0意味著這些企業并無出口業務；③剔除資產負債率大于100%的企業；④剔除關鍵數據存在缺失的企業。本文的彈性測度數據來源于問卷調查，通過專家打分獲取所需數據，邀請熟悉或負責我國制造業供應鏈的企業專家根據李克特量表進行打分。本研究所涉及的其他數據均來自國泰安上市公司數據庫、《中國工業經濟統計年鑒》《中國城市統計年鑒》、國家統計局官網和萬德數據庫，并依據研究需要整理計算而得。

3.2 描述性分析

本文對變量進行如表2所示的描述性統計。

3.3 實證結果

SRni=a1+a2SFi+δXi+εi

n表示制造業位于低端、中端和高端不同行業，i表示地區。核心解釋變量SF是供應鏈金融指數， Xi代表控制變量，εi是誤差項。構造供應鏈金融對低、中、高三類制造業的模型，檢驗供應鏈金融對制造業供應鏈彈性的影響?；貧w結果如表3所示。根據基礎回歸結果，可以看出，總體上供應鏈金融指數與制造業供應鏈彈性水平呈正相關關系，且在1%的顯著性水平下顯著?？疾旄鱾€回歸系數值的大小可以看出其對低中高端制造業的具體影響程度，供應鏈金融指數對低端制造業和高端制造業供應鏈彈性水平都有顯著影響，并從系數來看對高端制造業影響程度最大，而對中端制造業無顯著影響。

胡江華等通過產業結構和金融服務水平關聯分析發現，金融服務水平的提升有助于優化資源配置，幫助產業結構升級和促進制造產業實體經濟的繁榮[6]。供應鏈涉及的生產、流通、銷售等環節，都需要堅實的技術支撐，相比于數字化能力較差的低端制造企業，供應鏈金融依托數字技術賦能高端制造業供應鏈的各環節，在商品數字化、采購數字化、履約數字化和運營數字化等方面提供全方位服務。此外，模型中的多個控制變量也對產業結構合理化產生了顯著影響，經濟發展水平（GDP）、外商直接投資（FDI）、城市化水平（URB）和規模以上企業數量（Ent）對供應鏈彈性呈顯著正相關關系。說明地區經濟水平越高，制造業供應鏈彈性水平越高；規模以上企業數量越多，同樣會對制造業供應鏈彈性水平有明顯的正向作用，系數較大。

上述實證結果符合研究假設的預期，證明支持假設H1。

3.4 穩健性檢驗

為處理本文可能存在的內生性問題，參考梁雙陸、劉培培的做法[7]，本文選取互聯網普及程度（Net）作為實證回歸的工具變量。選用這一指標作為工具變量的考慮因素，理由主要有以下兩點：第一，本文的核心解釋變量所代表的供應鏈金融發展程度與Netrate正相關，供應鏈金融搭載了互聯網才具有普惠性；第二，國家對互聯網普及率目前的政策是自上而下推動的，工業和信息化部和其他部門先后發布互聯網發展政策文件，中國信通院發布的《工業互聯網提升產業鏈供應鏈現代化水平研究報告（2022年）》顯示，工業互聯網為我國產業鏈供應鏈發展提供了關鍵支撐，各行各業應以多元化的方式使用工業網絡，以推進整個工業鏈的改革和現代化，以突破單一的知識進化、系統的創新供應鏈管理、全面合作、共享使用鏈條以及幫助實現更低的碳水平[8]。所有這些都有助于增加工業供應鏈的彈性。

近年來，各地政府積極推進農村網絡普及和偏遠山區網絡普及，提高了各地網絡普及的水平。據中國信通院的研究報告統計，到2022年6月，11.21億人已經成為網民，全國人口的81.6%即約10億人可以上網。因此，互聯網在全國范圍內的發展和傳播，不是對地方經濟的發展起決定性作用，而是受到國家政策發揮作用的沖擊，具有很強的外生特征。本節將互聯網普及程度設為工具變量，進行二階段實證回歸，結果如表4所示。從回歸結果的第三列可以看到供應鏈金融的回歸結果為0.408，且在1%檢驗水平上顯著異于0。與表中第一列OLS回歸的結果進行對比可以看到，供應鏈金融的回歸系數由0.358變為0.408，系數絕對值大幅上升，且系數均顯著異于0，則進一步驗證了本文的假設H1。

結語

本文使用實證回歸發現：供應鏈金融的發展能夠顯著改善制造業供應鏈彈性。此外，為了緩解內生性給實證模型帶來的影響，本文將互聯網普及程度設置為工具變量進行2SLS回歸，同樣得出了顯著的結果。對策建議：首先，要加強供應鏈數字化建設。突發公共衛生事件加速了供應鏈變革的進程，推動了供應鏈數字化建設。通過利用5G、大數據、云計算、物聯網、區塊鏈、人工智能等技術，實現企業實時采購、供應端優化、自動化生產、無接觸式交付。企業加強供應鏈流程數字化管理，確保供應鏈風險可識別、可防、可防，以應對供需不確定情況，打造“彈性有度，韌性有力”的供應鏈體系。其次，創新供應鏈金融模式。在資金需求方面，主要企業利用自身規模和良好業績，構建多元化供應鏈聯盟，形成多方位合作模式，完善鏈條信用體系。同時，金融機構需要開發端到端的供應鏈金融解決方案，開發有針對性的應急金融產品，幫助受困于疫情的中小企業走出資金困難、成本水平高的怪圈。

參考文獻：

[1]牛燕梅.供應鏈金融在我國的發展探析[J].山西財政稅務?？茖W校學報，2020， 22（1）：27-29.

[2]常娜娜.陜西省蘋果產業供應鏈金融風險管理研究[J].現代商貿工業，2014， 26（14）：66-67.

[3]曹芃.核心企業主導的外貿行業供應鏈金融風險指標研究[D].北京：對外經濟貿易大學，2020.

[4]胡躍飛，黃少卿.供應鏈金融：背景、創新與概念界定[J].財經問題研究，2009（8）：76-82.

[5]秦國文.企業雙元創新能力對供應鏈彈性的影響研究[D].長春：吉林大學，2021.

[6]胡江華.供應鏈金融在企業中的應用分析——以南昌市政公用集團供應鏈金融實踐為例[J].會計之友，2021， 667（19）：108-114.

[7]劉冬林，周惠.供應鏈風險產生的根源及均衡模型[J].武漢理工大學學報（信息與管理工程版），2007，（4）：128-131.

[8]中國信通院發布《工業互聯網提升產業鏈供應鏈現代化水平研究報告（2022年）》[EB/OL].（2022-06-09）.http：//article.cechina.cn/22/0609/09/20220609094721.htm.

作者簡介：賀睿，碩士研究生，研究方向：供應鏈與物流。