供應鏈數字化與企業高質量發展

【摘要】在數字技術與供應鏈加速融合的背景下， 厘清數字技術賦能供應鏈的內在機理是深入推進現代化供 應鏈體系建設的前提， 對培育新的經濟增長點以及加快構建“雙循環”新發展格局具有重要意義。本文將供應鏈創新與應用試點作為一項外生沖擊事件， 以2013 ～ 2022年滬深A股上市公司為研究樣本， 采用雙重差分模型探究供應鏈數字化對企業高質量發展的影響。研究發現： 供應鏈數字化對企業實現高質量發展具有顯著促進作用， 信息賦能、 營運賦能與創新賦能是供應鏈數字化促進企業高質量發展的具體路徑機制。異質性分析結果表明， 供應鏈數字化對非國有企業及規模較大企業高質量發展的促進作用更加顯著。研究不僅能夠重塑供應鏈節點企業間的價值創造邏輯， 還能夠為加快構建“雙循環”新發展格局提供重要的經驗借鑒。

【關鍵詞】供應鏈數字化；全要素生產率；高質量發展；數字化轉型

【中圖分類號】 F272 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）17-0055-7

一、 引言

提升企業創新能力是推動我國經濟實現高質量發展的必然途徑。同時， 《國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確指出， 要進一步強化企業的創新主體地位， 促進各類創新要素向企業集聚， 形成以企業為主體、 以市場為導向、 產學研用深度融合的技術創新體系， 推動企業實現高質量發展。而且， 企業能否實現高質量發展取決于其全要素生產率是否得到有效提升， 主要看企業是否可以通過信息賦能提高風險承擔能力、 是否能夠通過營運賦能優化資源配置效率、 是否可以通過創新賦能獲得更大的競爭優勢。但是， 自中美發生貿易戰摩擦開始， 西方發達國家開展了多次不合理、 不公平的“去中國化”式制裁， 嚴重威脅了我國企業供應鏈自主安全（邱煜等，2023）， 也阻礙了我國企業創新鏈融入全球價值鏈的進程。在此背景下， 企業為了應對嚴峻的外部環境， 開始采用數字技術重塑供應鏈業務流程、 協同機制、 組織形態與價值取向， 積極探索創新鏈與供應鏈協同發展的模式架構， 從而以自身發展的確定性對沖外部環境的不確定性， 最終在新發展格局中塑造企業自身的競爭新優勢。與此同時， 為了加快推進現代數字供應鏈建設， 商務部等八部門于2018年聯合開展供應鏈創新與應用試點工作， 以一批城市和企業作為試點單位， 積極探索數字技術與供應鏈融合發展的新道路， 力求在現代供應鏈上培育新的經濟增長點， 也為我國開展供應鏈數字化轉型積累了豐富的實踐經驗。

基于上述現實背景， 諸多學者以區塊鏈、 大數據等數字技術應用作為研究對象， 從不同角度對供應鏈數字化可能給企業造成的影響進行深入探討。第一， 從供應鏈韌性角度， 例如許益亮和茍建華（2023）分析認為， 數字化轉型能夠為供應鏈主體與結構要素的發展注入新的增長活力， 可以顯著提高企業供應鏈的抵抗力、 恢復力與轉變力， 進而有效提升企業供應鏈韌性水平； 張藹容和胡瓏瑛（2023）則基于滬深A股上市高技術企業年報進行研究， 結果表明數字化轉型對企業供應鏈韌性提升具有顯著促進作用， 且主要表現為企業績效提升及股票價格波動性下降。第二， 從融資約束角度， 例如李健等（2023）研究發現， 數字化技術的廣泛應用能夠為企業注入強勁的發展動能， 其積極進行數字化轉型也能夠有效緩解所面臨的融資約束壓力， 最終能夠促進企業實現高質量發展； 婁祝坤和高麗蕊（2023）分析指出， 企業進行數字化轉型能夠豐富企業供應鏈網絡并提升企業信息透明度， 可以有效增強企業與供應商之間的信任關系， 進而助力企業獲得更多的商業信用融資。第三， 從高質量發展角度， 例如何瑛（2023）分析指出， 中小企業進行數字化變革能夠顯著提升其供應鏈現代化水平， 有利于優化企業的流程控制能力以降低生產成本， 從而助力這類企業實現高質量發展； 潘愛玲和王雪（2023）則以滬深A股文化傳媒類公司作為研究對象研究發現， 數字化轉型可以對文化企業原有的供應鏈、 創新鏈及營銷鏈進行有效優化， 進而有效促進文化企業實現高質量發展。

通過文獻梳理可以發現， 已有研究重點探討供應鏈數字化對企業供應鏈韌性及融資約束水平的影響， 有關企業高質量發展的研究成果以理論分析為主且現有實證分析文獻也相對較為片面， 無法系統地量化評估分析供應鏈數字化給企業高質量發展所帶來的經濟后果。有鑒于此， 本文將在中國情境基礎上對供應鏈數字化的經濟后果進行探討分析， 旨在回答以下幾個問題： 供應鏈數字化能否對企業高質量發展產生顯著影響？這種影響是正向還是負向的？其內在影響機理是什么？進一步地， 深入分析供應鏈數字化能否對企業產生其他積極的經濟后果？對上述問題的回答將為重塑供應鏈節點企業間的價值創造邏輯， 以及加快構建“雙循環”新發展格局提供重要的經驗借鑒。因此， 本文將供應鏈創新與應用試點作為外生沖擊， 采用雙重差分模型探究供應鏈數字化與企業高質量發展之間的內在聯系， 從信息賦能、 營運賦能與創新賦能三個層面探究其內在影響機理， 并從產權性質與企業規模兩個層面進行異質性檢驗分析。

本文可能的貢獻在于： 第一， 突破了已有文獻在研究視角上的局限性， 采用準自然實驗方法對供應鏈數字化的經濟后果進行系統的量化評估分析， 為供應鏈數字化助力企業實現高質量發展提供了直接的經驗證據。第二， 從信息賦能、 營運賦能與創新賦能三個角度剖析供應鏈數字化驅動企業實現高質量發展的內在機理， 進一步深化了對供應鏈數字化賦能機理的理解。第三， 深入分析供應鏈數字化對企業高質量發展會產生何種影響， 為助力企業供應鏈數字化建設、 強化供應鏈協作、 推動企業實現高質量發展提供了重要啟示， 也能夠為后續“供應鏈創新與應用試點”政策的完善與推廣提供一定的借鑒與參考。

二、 理論分析與研究假設

劉海建等（2023）研究指出， 供應鏈數字化不僅可以改變供應鏈原有結構、 保障供應鏈的可持續性， 更為重要的是還能對供應鏈管理效率以及企業高質量發展產生深遠影響。基于此， 本文將從信息賦能、 營運賦能與創新賦能三個角度分析供應鏈數字化對企業高質量發展所帶來的影響， 具體分析如下：

（一）信息賦能角度

供應鏈數字化能夠顯著增強供應鏈網絡的滲透性與連通性， 有效緩解供應鏈上下游企業間的信息不對稱程度（何瑛，2023）， 進而大幅度提高企業的風險承擔能力， 最終會對企業實現高質量發展產生積極的促進作用。第一， 從供應商層面來看， 供應鏈數字化依托大數據技術可以實現對海量供應商信息的數據挖掘、 分類與整理， 從而幫助企業篩選匹配更為優質的節點供應商， 有效降低企業可能產生的違約成本及供應商轉換成本， 進一步增強整個供應商網絡的安全性與穩定性。同時， 供應鏈數字化還通過智能平臺實現企業間的信息共享（肖翔等，2023）， 這可以提升不同節點企業的溝通協調與組織協作能力， 有效降低傳統供應鏈面臨的庫存堆積及供應鏈斷裂風險， 促使供應鏈參與者形成風險共擔、 共生共存及雙向互助的新型合作關系。第二， 從客戶角度來看， 供應鏈數字化極大地提高了上下游企業的響應能力， 使其可以借助算法處理與分析等技術有效獲取消費者的最新需求信息， 使供應鏈企業實現從供給端到需求端的實時監控， 從而有效增強企業對客戶需求變化的敏感性， 使供應鏈企業在復雜多變的環境中保持自身的競爭優勢， 不斷提升自身的風險承擔能力， 最終實現企業高質量發展。

（二）營運賦能角度

供應鏈數字化可以幫助企業改進生產流程及調整生產方案， 大數據的廣泛應用也能夠有效減少企業中非必要的“人力參與”， 在降低企業運營成本的同時有效提升其資產營運效率（黃勃等，2023）。同時， 數字化技術也使得企業各部門之間實現資源共享， 有效減少企業中存在的內部信息孤島問題， 進一步提升企業內部的信息傳遞效率， 從而促使企業將生產要素由低生產率部門向高生產率部門流轉， 使得這類企業內部的資源配置效率不斷提高。而且， 供應鏈數字化也能夠提升企業內部決策的效率與質量， 盡量減少因內部管理不善導致的效率低下行為， 例如企業高管可能會通過轉變經營理念與改進管理方式來增加要素資源間的協調性， 還會進一步通過調整人員結構、 豐富激勵形式與優化工作時長來提升整體產出效率， 推動企業由粗放型向集約型發展模式轉變， 促進企業全要素生產率提升， 最終助力企業降低資本成本、 提高生產效率、 增強市場競爭力。此外， 供應鏈數字化也使得物聯網技術在供應鏈企業中得到廣泛應用（李健，2023）， 這類企業可以對供應鏈底層數據進行深度挖掘與清洗， 有效提升企業進行經營決策時所參考的信息質量， 從而降低資金流、 商品流與客戶流發生錯配的概率， 進而提高企業決策的準確性。

（三）創新賦能角度

企業創新活動具有周期較長、 投入成本較高、 面臨的風險較大等特點， 只有當創新產出所帶來的邊際收益大于邊際成本時， 企業才會選擇加大資金投入規模來進行技術研發與產品升級。供應鏈數字化能夠對企業產品的設計、 研發與生產等全流程進行數字賦能， 促使企業積極開發新產品以提高市場占有率， 從而達到增加產出、 降低成本、 提高效率、 獲取利潤的基本目標， 使企業在復雜的市場環境中保持自身的競爭優勢（孫全勝，2023）。而且， 供應鏈數字化可以使企業精準了解客戶對產品的個性化與多樣化需求， 助力企業增加產品種類以推進產品多元化， 從而在提高產品附加值的同時增強企業的差異化競爭能力， 使得企業可以有效應對外部需求的沖擊， 助力企業開拓新的價值增值路徑（張倩肖和段義學，2023）。此外， 在供應鏈數字化的背景下企業與消費者的聯系也更為緊密， 供應鏈上下游企業可能還會通過調整薪酬制度、 提高基層員工的最低工資標準等方式來降低企業內部薪酬差距， 進一步提升員工的自我滿意度和工作幸福感， 有效提高員工士氣和企業內部凝聚力， 從而使企業樹立良好的社會形象， 向利益相關者傳遞積極信號并增強投資者的投資信心和債權人的信任， 進而有效緩解企業面臨的融資約束壓力， 最終促進供應鏈上下游企業實現高質量發展。

基于上述分析， 本文提出如下研究假設：

H1： 供應鏈數字化能夠促進企業實現高質量發展。

三、 研究設計

（一） 樣本選取與數據來源

本文采用2013 ～ 2022共十年的滬深A股上市企業樣本數據進行研究， 選取2018年開展供應鏈創新與應用試點的企業作為處理組， 其余企業作為對照組， 并對樣本進行如下篩選處理： （1）剔除ST類企業樣本； （2）剔除數據缺失的企業樣本； （3）剔除存在明顯異常數值的企業樣本。經過上述篩選后， 最終得到29699個“企業—年度”觀測值。供應鏈創新與應用試點的企業數據來源于商務部網站①， 其他數據主要來源于CSMAR、 CNRDS及WIND數據庫。此外， 為避免極端數值影響回歸結果， 本文對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理（Winsorize）。

（二） 模型構建

本文將供應鏈創新與應用試點作為外生沖擊， 采用雙重差分模型探究供應鏈數字化與企業高質量發展之間的內在聯系， 并參考劉海建等（2023）、 黃勃等（2023）的做法， 構建如下基準回歸模型：

TFPi，t=α+β1Treat×Timei，t+γControlsi，t+Ind+Year+εi，t （1）

其中： i代表企業， t代表年份。TFP為樣本企業i在第t年的全要素生產率， Treat×Time代表供應鏈數字化， Controls為控制變量。本文重點關注Treat×Time的系數的顯著性， 若其顯著為正， 則說明供應鏈數字化能夠推動企業實現高質量發展。

（三） 變量設定

1. 被解釋變量： 企業高質量發展。全要素生產率能夠科學反映在要素投入既定條件下企業的最大產出能力， 可以用來衡量企業的科技創新水平、 產品質量以及高質量發展水平等指標（曹玉珊和陳哲，2023）。同時， 本文參照余淼杰（2010）、 魯曉東和連玉君（2012）的研究， 采用半參數OP法測算的企業全要素生產率衡量企業高質量發展（TFP）， 該方法以投資額作為代理變量， 并選取外部指標， 能夠有效避免因樣本選擇偏差而可能存在的內生性問題。并且， 在穩健性檢驗中采用LP法計算的全要素生產率衡量企業高質量發展水平。

2. 解釋變量： 供應鏈數字化。本文采用試點企業虛擬變量與政策實施前后虛擬變量的交互項（Treat×Time）衡量供應鏈數字化。其中： Treat為分組變量， 若樣本企業屬于供應鏈創新與應用試點企業， 則賦值為1， 否則為0； Time為時間變量， 若樣本所處年份在2018年及以后， 則賦值為1， 否則為0。交互項（Treat×Time）的回歸系數β1代表供應鏈創新與應用試點企業與非試點企業在數字化實施前后企業發展水平的差異， 若β1顯著為正， 則說明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。

3. 控制變量。參照Swain和Cao（2019）、 Lopez等（2022）、 毛斯麗等（2024）、 祝丹楓和李宇坤（2023）、 蔡宏波等（2023）的做法， 主要選取以下控制變量（Controls）： 企業價值（TobinQ）、 流動比率（Lr）、 企業年齡（Age）、 董事會規模（DS）、 獨立董事占比（Indp）、 財務杠桿（Lev）、 企業規模（Size）、 產權性質（Soe）、 企業成長性（Growth）、 股權集中度（Top1）、 企業盈虧性質（Loss）。本文具體變量定義如表1所示。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統計分析

描述性統計結果如表2所示， 由結果可知： 企業高質量發展（TFP）的最大值、 最小值分別為10.360、 5.782， 表明不同企業的高質量發展水平存在顯著差異； 財務杠桿（Lev）的最大值、 最小值與均值分別為0.953、 0.059、 0.429， 雖然均值小于50%， 但最大值和最小值差異較大， 表明樣本公司存在資金利用不充分的情況； 第一大股東持股比例（Top1）的最大值、 最小值分別為0.748、 0.082， 說明樣本中部分企業存在一股獨大的情況。其他變量的變化范圍與已有研究相近。

（二） 基準回歸分析

表3報告了供應鏈數字化與企業高質量發展的基準回歸結果。列（1）顯示， 在不控制現有控制變量的情況下， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數為1.1175， 在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。列（2）顯示， 在控制現有控制變量的情況下， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數為0.2126， 也在1%的水平上顯著， 可見供應鏈數字化對企業高質量發展的促進作用不受現有控制變量的影響。結果表明， 供應鏈數字化對企業高質量發展具有顯著促進作用， 換言之， 供應鏈數字化改革實施后， 試點企業的全要素生產率會明顯提升。相較于未開展供應鏈數字化改革的企業， 試點企業的全要素生產率平均高出0.2126個單位。因此， 本文H1成立。

（三） 動態效應分析

為了進一步探究供應鏈數字化對企業高質量發展的動態影響， 參照黃溶冰和周卉芬（2021）、 周冬華和萬貽健（2023）的做法， 構建以下變量： TR×BE3、 TR×BE2、 TR×BE1、 TR×CU、 TR×AF1、 TR×AF2、 TR×AF3， 當企業為實驗組且時間分別為供應鏈數字化改革的前三年、 前兩年、 前一年、 當年、 后一年、 后兩年、 后三年時， 這些變量取值為1， 否則取值為0。回歸結果如表4所示。列（1）顯示， 在不控制現有控制變量的情況下， TR×BE3、 TR×BE2、 TR×BE1對企業高質量發展的回歸系數分別為-0.0223、 0.1130、 0.1037， 均未通過顯著性檢驗； TR×CU、 TR×AF1、 TR×AF2、 TR×AF3對企業高質量發展的回歸系數分別為1.0631、 1.2248、 1.1708、 1.1909， 均在1%的水平上顯著。列（2）顯示， 在控制現有控制變量的情況下， TR×BE3、 TR×BE2、 TR×BE1對企業高質量發展的回歸系數分別為0.0794、 0.0778、 0.0171， 均未通過顯著性檢驗； TR×CU、 TR×AF1、 TR×AF2、 TR×AF3對企業高質量發展的回歸系數分別為0.1600、 0.2903、 0.3094、 0.3393， 在5%或1%的水平上顯著。綜上， 處理組與對照組在供應鏈數字化改革實施前變化趨勢基本一致， 供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。由此， 本研究滿足平行趨勢假設， 且隨著時間的推移， 供應鏈數字化對企業實現高質量發展的促進作用逐步增強。

（四） 穩健性檢驗

1. 更換被解釋變量。為了緩解變量衡量偏誤可能對實證結果造成的影響， 參照黃勃等（2023）的做法， 采用LP法計算的全要素生產率衡量企業的高質量發展水平。表5列（1）的回歸分析結果表明， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展， 本文基準回歸結果依舊成立。

2. 安慰劑檢驗。供應鏈數字化試點企業與其他企業可能本身就存在差異， 本文研究結論可能會被這些遺漏因素所影響。因此， 參照邱保印等（2023）的做法， 將選取的樣本數據時間限定為2014 ～ 2016年， 并將2015年定義為虛擬供應鏈數字化改革實施時間， 重新進行回歸檢驗。表5列（2）的回歸分析結果表明， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數未通過顯著性檢驗， 從側面印證了本文結論的穩健性。

3. PSM+DID檢驗。雖然國家確定供應鏈數字化試點企業具有一定的隨機性， 但是仍然可能存在樣本選擇問題。在此背景下， 參照周易等（2023）的做法， 采用傾向得分匹配雙重差分PSM+DID研究模型進行探究， 實際匹配效果顯示， 匹配前處理組與對照組的曲線走勢相差較大， 而匹配后兩組走勢基本一致， 說明匹配后樣本變量基本都在共同取值范圍內， 能夠滿足共同支撐假設， 匹配效果良好。表5列（3）的回歸分析結果顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數在5%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化對企業高質量發展具有一定的促進作用。上述分析表明， 在采用PSM對樣本進行匹配回歸后， 再次證實本文研究結論的穩健性， 排除了樣本選擇偏差等潛在因素的影響。

（五） 影響機制分析

結合理論分析可知， 供應鏈數字化提升企業高質量發展水平的機制在于信息賦能機制、 營運賦能機制與創新賦能機制。因此， 為了進一步探究供應鏈數字化改革下企業如何通過信息賦能、 營運賦能與創新賦能機制提升高質量發展水平， 將采用逐步分析法進行研究， 并構建如下研究模型：

ZJi，t=α+β1Treat×Timei，t+γControlsi，t+Ind+Year+

εi， t （2）

TFPi，t=α+β1Treat×Timei，t+β2ZJi，t+γControlsi，t+Ind+Year+εi，t （3）

其中， ZJ為中介變量， 其他變量定義見表1。信息賦能機制（Con）參照肖紅軍等（2021）的做法， 采用迪博內部控制指數進行衡量。營運賦能機制（Fat）參照李萬利等（2022）的做法， 采用固定資產周轉率進行衡量。創新賦能機制（Pat）參照黃勃等（2023）的做法， 采用企業專利申請量加一取自然對數進行衡量。信息賦能、 營運賦能與創新賦能機制的回歸結果見表6。

1. 信息賦能機制。表6列（1）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數為0.2126， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。列（2）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數為29.1017， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化對企業內部控制水平具有顯著正向影響。列（3）顯示， 信息賦能機制（Con）的估計系數為0.0005， 且在1%的水平上顯著， 說明企業內部控制水平提高對其高質量發展水平具有顯著促進作用； 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數較之前有所降低， 仍然在1%的水平上顯著為正。結果表明， 信息賦能機制得到驗證， 即供應鏈數字化改革能夠通過提高企業內部控制水平來促進企業實現高質量發展。

2. 營運賦能機制。表6列（4）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數為0.2126， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。列（5）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數為12.8850， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效提升企業固定資產周轉效率。列（6）顯示， 營運賦能機制（Fat）的估計系數為0.0070， 且在1%的水平上顯著， 說明企業固定資產周轉效率提高對其高質量發展具有顯著促進作用； 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數較之前有所降低， 但仍然在1%的水平上顯著為正。結果表明， 營運賦能機制得到驗證， 即供應鏈數字化改革能夠通過提高企業固定資產周轉效率來促進企業實現高質量發展。

3. 創新賦能機制。表6列（7）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對企業高質量發展的回歸系數為0.2126， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效推動企業實現高質量發展。列（8）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數為0.0651， 且在5%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效提升企業創新水平。列（9）顯示， 創新賦能機制（Pat）的估計系數為0.0107， 且在10%的水平上顯著， 說明企業創新水平提高對其高質量發展具有顯著促進作用； 供應鏈數字化（Treat×Time）的回歸系數較之前有所降低， 但仍然在1%的水平上顯著為正。結果表明， 創新賦能機制得到驗證， 即供應鏈數字化改革能夠通過提高企業創新水平來促進企業實現高質量發展。

（六） 異質性檢驗

1. 產權性質。企業的產權性質對于經營行為的影響有著顯著差異， 因此在研究企業高質量發展影響因素時應考慮產權性質的影響。

由于管理體制的差異， 國有企業領導一般由上級政府部門任命， 這就導致其與政府職能部門聯系較為緊密， 能夠獲得政府、 國有銀行等機構的優惠扶持， 但由于國有企業組織架構繁瑣、 審批決議時間較長且缺少創新激勵， 在一定程度上弱化了這類企業對數字化轉型及技術溢出的關注度， 也進一步減弱了企業進行研發創新的動力（溫科和李常洪，2024）。此外， 非國有企業面臨的資金壓力普遍較大， 其在資源獲取上處于劣勢地位， 所以非國有企業在“不進則退”的競爭壓力驅使下， 有更強烈的主觀意愿迎合客戶的創新需求以及數字化轉型戰略， 從而有效推動產品轉型升級以提升其市場競爭力。因此， 本文將深入探究供應鏈數字化對企業高質量發展的影響是否會因為產權性質不同而存在差異。表7列（1）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對國有企業高質量發展的回歸系數為0.0492， 但并不顯著， 表明供應鏈數字化無法有效促進國有企業高質量發展水平的提升。究其原因， 可能是因為國有企業面臨的融資約束壓力較小且缺乏有效的創新激勵措施， 使得國有企業降低了對數字化轉型及技術溢出效應的關注度， 進而導致國有企業進行研發創新的動力不足， 最終致使供應鏈數字化無法有效促進國有企業高質量發展水平的提升。列（2）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對非國有企業高質量發展的回歸系數為0.0931， 且在5%的水平上顯著， 說明供應鏈數字化能夠推動非國有企業實現高質量發展。結果表明， 供應鏈數字化對非國有企業高質量發展具有顯著促進作用。

2. 企業規模。規模較大企業的經營模式和組織架構較為成熟， 面臨的資金壓力相對較小， 通常有足夠的動機進行數字化轉型， 從而促進內部資源配置效率提升， 助力企業降低資本成本、 提高生產效率、 增強市場競爭力， 推動企業由粗放型向集約型發展模式轉變， 最終促進企業實現高質量發展（王超等，2023）。因此， 本文將深入探究供應鏈數字化對企業高質量發展的影響是否會因為企業規模不同而存在差異。表7列（3）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對規模較大企業高質量發展的回歸系數為0.6241， 且在1%的水平上顯著， 表明供應鏈數字化能夠有效推動規模較大企業實現高質量發展。列（4）顯示， 供應鏈數字化（Treat×Time）對規模較小企業高質量發展的回歸系數為0.0436， 但并不顯著， 表明供應鏈數字化無法有效促進規模較小企業高質量發展水平的提升。結果表明， 供應鏈數字化對規模較大企業高質量發展具有顯著促進作用。

六、 研究結論與啟示

供應鏈數字化能夠助力企業積極探索創新鏈與供應鏈協同發展的模式架構， 重塑供應鏈業務流程、 協同機制、 組織形態與價值取向， 促使企業以自身發展的確定性對沖外部環境的不確定性， 最終在新發展格局中塑造企業自身的競爭新優勢。因此， 本文將2018年開展的供應鏈創新與應用試點工作作為一項外生沖擊事件， 以2013 ～ 2022年滬深A股上市企業數據為研究樣本， 采用雙重差分模型探究供應鏈數字化對企業高質量發展的影響。研究發現： 第一， 供應鏈數字化對企業實現高質量發展具有顯著促進作用， 經過更換被解釋變量、 安慰劑檢驗及PSM+DID檢驗等穩健性檢驗后， 研究結論依舊穩健； 第二， 供應鏈數字化能夠通過提高企業內部控制水平、 固定資產周轉效率及創新能力三種途徑助力企業實現高質量發展； 第三， 供應鏈數字化對非國有企業及規模較大企業高質量發展的促進作用更加顯著。

依據本文的研究結論可以得出以下啟示： 第一， 政府可以通過不斷加大“放管服”力度， 力求在現代供應鏈上培育新的經濟增長點， 鼓勵和支持企業進行數字化轉型與創新， 引導企業積極探索創新鏈與供應鏈協同發展的模式架構， 并進一步采用數字技術重塑供應鏈業務流程、 協同機制、 組織形態與價值取向， 使企業能夠以自身發展的確定性對沖外部環境的不確定性， 最終在新發展格局中塑造企業自身的競爭新優勢。同時， 政府還應該給予數字化轉型難度較大的企業一定的幫扶措施， 為其提供政策或資金方面的援助， 并向其介紹已完成數字化轉型企業的成功經驗， 引導其進行數字化變革及加強現代數字化技術的應用， 最終促進這類企業實現高質量發展。第二， 企業應該把握住數字化轉型發展新機遇， 將自身數字化發展與供應鏈數字化試點政策有機結合起來， 探索構建信息共享平臺以提高資源整合能力， 從而使知識、 技術、 資金等創新資源在供應鏈企業間實現互通與共享， 有效增強企業供應鏈的穩定性及安全性。而且， 企業還應該根據供應鏈數字化試點政策積極調整經營戰略， 不斷加大研發資金投入規模以改進原有生產工藝， 并進一步轉變經營理念與管理方式來增加要素資源間的協調性， 推動企業由粗放型發展模式向集約型發展模式轉變， 有效提高利益相關者對企業的認可程度， 促使企業建立良好的社會聲譽從而提高競爭力， 最終助力企業實現高質量發展。

【 注 釋 】

①資料來源：http：//ltfzs.mofcom.gov.cn/gylcxyyy/zcfb/art/2018/art_68417

deccade456a8b22afaf9690ee70.html。

【 主 要 參 考 文 獻 】

蔡宏波，湯城建，韓金镕．減稅激勵、供應鏈溢出與數字化轉型［ J］．經濟研究，2023（7）：156 ～ 173．

曹玉珊，陳哲．混合所有制改革、供應鏈協作與企業高質量發展——基于國有上市公司的實證分析［ J］．財經理論與實踐，2023（4）：10 ～ 17．

何瑛．數字化變革推動中小企業高質量發展的理論邏輯與實踐路徑［ J］．求索，2023（6）：53 ～ 62．

黃勃，李海彤，劉俊岐等．數字技術創新與中國企業高質量發展——來自企業數字專利的證據［ J］．經濟研究，2023（3）：97 ～ 115．

黃溶冰，周卉芬．新《環境保護法》對重污染企業盈余管理的影響研究—— 基于政治成本假說的實證檢驗［ J］．中國環境管理，2021（2）：63 ～ 71．

李健．數字經濟助力農業產業鏈供應鏈現代化：理論機制與創新路徑［ J］．經濟體制改革，2023（3）：80 ～ 88．

李健，李俊豪，李晏墅．數字化轉型能破解企業融資約束嗎？——商業信用融資視角［ J］．現代財經（天津財經大學學報），2023（7）：21 ～ 37．

李萬利，潘文東，袁凱彬．企業數字化轉型與中國實體經濟發展［ J］．數量經濟技術經濟研究，2022（9）：5 ～ 25．

劉海建，胡化廣，張樹山等．供應鏈數字化的綠色創新效應［ J］．財經研究，2023（3）：4 ～ 18．

婁祝坤，高麗蕊．數字化轉型與供應鏈商業信用融資［ J］．上海大學學報（自然科學版），2023（3）：386 ～ 406．

魯曉東，連玉君．中國工業企業全要素生產率估計：1999-2007［ J］．經濟學（季刊），2012（2）：541 ～ 558．

毛斯麗，肖明，李格．供應鏈關系與企業數字化轉型——基于動機與能力雙重視角的分析［ J］．經濟與管理研究，2024（2）：98 ～ 124．

潘愛玲，王雪．數字化轉型如何推動文化企業高質量發展［ J］．深圳大學學報（人文社會科學版），2023（4）：44 ～ 54．

邱保印，余夢，左靜靜．社會信用體系建設能否促進企業數字化轉型？——基于社會信用體系改革試點的準自然實驗［ J］．上海財經大學學報，2023（5）：92 ～ 106．

邱煜，伍勇強，唐曼萍．數字化轉型與企業供應鏈依賴［ J］．中國軟科學，2023（10）：215 ～ 224．

王超，余典范，龍睿．經濟政策不確定性與企業數字化——墊腳石還是絆腳石？［ J］．經濟管理，2023（6）：79 ～ 100．

肖紅軍，陽鎮，劉美玉．企業數字化的社會責任促進效應：內外雙重路徑的檢驗［ J］．經濟管理，2021（11）：52 ～ 69．

余淼杰．中國的貿易自由化與制造業企業生產率［ J］．經濟研究，2010（12）：97 ～ 110．

張藹容，胡瓏瑛．數字化轉型能促進企業韌性提升嗎？——資源配置的中介作用［ J］．研究與發展管理，2023（5）：1 ～ 15．

張倩肖，段義學．數字賦能、產業鏈整合與全要素生產率［ J］．經濟管理，2023（4）：5 ～ 21．

周冬華，萬貽健．數字化轉型會提升企業勞動投資效率嗎［ J］．山西財經大學學報，2023（2）：87 ～ 101．

周易，王曉亮，吳金柯．供應鏈金融會提升企業全要素生產率嗎？［ J］．經濟問題，2023（11）：57 ～ 64．

祝丹楓，李宇坤．數字化供應鏈變革與企業勞動力投資效率——基于供應鏈創新與應用試點的經驗證據［ J］．商業研究，2023（3）：49 ～ 57．