供應鏈穩定對制造業企業創新能力的影響

【中圖分類號】F270 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2025）10-0099-7

一、引言

創新是推進國家現代化建設的核心動力，也是企業提升核心競爭力的關鍵因素。黨的二十大報告明確指出“創新是第一動力”，同時強調必須將創新置于國家發展全局的核心位置。制造業作為國民經濟的支柱產業，其創新能力不僅決定了企業的市場競爭力，更關乎國家科技水平和綜合國力的提升。然而，在全球經濟格局深刻變革、數字技術快速迭代的背景下，傳統封閉式創新模式已難以適應動態競爭環境，制造業企業亟需探索新的創新路徑（鄭瑋，2020；辛璐璐，2023）。在此背景下，制造業企業通過供應鏈獲取資源，是其開展創新活動的重要途徑（劉亞偉等，2025）。

技術的迅速變革不僅加劇了市場的競爭，還使得企業降本增效的空間變得更加有限。因此，制造業企業必須摒棄封閉式創新的思維方式，以供應鏈作為增強競爭力的抓手。通過建立穩定的供應鏈，企業從外部不斷獲取創新資源，以重新塑造核心競爭力，從而適應快速變化的外部環境（羅翔和李政，2024）。受限于固定資產的固有特征，制造業企業在創新過程中對于資金的需求更高、研發周期更長以及市場風險更高等（Dhaliwal等，2016），一旦供應鏈上下游某個環節出現意外，便有可能導致創新失敗。因此，加強供應鏈管理，保障供應鏈企業能夠持續穩定地合作，是制造業企業創新發展的首要選擇（李維安等，2016）。

供應鏈穩定是制造業企業突破資源約束、提升創新能力的重要途徑。現有研究表明，穩定的供應鏈關系有助于企業獲取外部創新資源，降低研發風險（馮檬瑩等，2022）。然而，現有研究多聚焦于供應鏈集中度等靜態特征，而忽視了外部環境動態變化對供應鏈穩定的影響（蔣殿春和魯大宇，2022）。此外，創新活動的高資金需求使得融資約束成為制約企業創新的關鍵因素（Hall和Van，2000），而商業信用融資作為一種靈活、低成本的融資方式，能夠為制造業企業創新提供重要支持（湯旭東等，2024）。與此同時，良好的營商環境通過優化資源配置（湯桐和馬春愛，2024）和強化知識產權保護（寧立志和姚舜禹，2022）等方式，能夠進一步增強供應鏈穩定對制造業企業創新能力的正向影響。

基于此，本文以 2 0 1 2 ～ 2 0 2 2 年我國滬深A股制造業上市公司為樣本，實證檢驗供應鏈穩定對企業創新能力的影響，并探討商業信用融資的中介作用及營商環境的調節效應。本研究的主要邊際貢獻在于：其一，突破了現有文獻對供應鏈集中度的靜態研究，引入了供應商一客戶關系變動等動態指標展開研究；其二，拓展了創新融資渠道研究，驗證了商業信用融資在供應鏈穩定與制造業企業創新能力之間的關鍵作用；其三，結合資源依賴理論，揭示了營商環境對供應鏈穩定與制造業企業創新能力關系的調節作用。

二、理論分析與研究假設

（一）供應鏈穩定與企業創新能力

企業創新能力是指提升企業創新水平的各類技能，這些技能通常貫穿于企業的研發、生產和營銷等活動之中（柏培文和喻理，2021）。受環境不確定性的影響，制造業企業常常面臨著原材料、技術、信息等關鍵資源供應的不確定性。這種不確定性可能導致生產中斷、成本上升和產品開發延遲，進而影響企業創新能力。若能夠與供應鏈上下游企業建立穩定的合作關系，那么即使在外部環境劇烈變化時企業也能正常運營，從而保持穩定的運營績效，避免由于較大的收益波動而減少創新投入（徐云等，2022）。

資源依賴理論指出，沒有一個組織能夠獨立存在，組織必須與其所依賴的環境互動，以獲取生存和發展所需、自身又無法生產的外部資源（芮腸等，2024）。供應鏈上下游企業是企業獲取外部資源的重要途徑。依托客戶滿意度以及供應商研發的獨特性等建立供應鏈上的長期合作機制，是企業的一種隱性資源（Lambert，1998）。企業通過保持穩定的供應鏈可以從供應鏈上下游企業中將隱性資源套現，即獲取有價值的信息和資源，實現資源互補和信息共享（王壘等，2023）。這種信息和資源層面的優勢會進一步作用于制造業企業的投資決策和經營決策，使得企業更加愿意嘗試風險性較高的創新活動，進而促進企業創新能力提升。考慮到供應商和客戶分別處于企業供應鏈的上游和下游，買賣雙方角色的差異會對企業經營活動產生不同的影響，因而在探究供應鏈穩定對制造業企業創新能力產生的影響時，本文將從供應商和客戶的視角分別展開研究。

1.在供應商穩定方面。供應商位于供應鏈上游，是制造業企業先進技術的重要來源，在促進企業創新方面發揮著至關重要的作用。

首先，基于資源依賴理論，制造業企業創新所需的關鍵資源往往稀缺且分散，企業無法完全自給自足，必須依賴外部組織獲取（謝在陽和吳寶，2024）。企業通過與供應商之間保持相對穩定的關系，不僅可以獲取供應商所提供的新材料和新設備，而且可以通過邀請供應商參與新產品的研發等方式間接提升企業的創新能力（Azadegan等，2008）。

其次，從合作的角度出發，制造業企業與供應商之間保持穩定的關系，在一定程度上向外界傳遞了企業經營狀況良好的信號，無形中增強了外部利益相關者對企業投資的信心（Fontaine和Zhao，2021）。同時，企業與供應商保持穩定的關系可以幫助企業獲取更有利的采購條件，有利于提升其在價格、質量、交貨時間等方面的議價能力。議價能力的提升有助于企業降低采購成本，從而在創新過程中釋放更多資源用于產品研發和技術投入，進而提升企業的創新能力（鄭登攀和章丹，2016）。

最后，從信息流動的角度出發，制造業企業由于研發周期相對較長，因此在研發過程中往往面臨著較嚴重的信息不對稱問題。而供應商通常擁有特定領域的前沿技術，企業與供應商之間保持穩定的關系促進了知識共享，企業可以通過供應商獲得先進技術以及生產工藝的改進建議和創新思路（韓忠雪等，2021），從而提高自身的研發效率和創新能力。

2.在客戶穩定方面。客戶處于制造業企業供應鏈的下游，被視為企業搜集產品市場知識的主要來源（Urban和Von，1988）。

首先，資源依賴理論指出，企業擁有的資源有限，無法滿足創新活動對異質性資源的要求，需要與互補型企業開展合作，形成協同創新的良性競合關系，以此彌補自身資源不足（劉經濤等，2024）。而對于制造業企業來說，客戶企業不僅是收人的主要來源，更是提供市場需求、技術發展趨勢和行業動態等重要信息的關鍵合作伙伴。因此，企業與客戶之間保持穩定的業務往來，有助于企業建立正式和非正式的外部鏈接網絡（易靖韜和曹若楠，2022），提升知識網絡凝聚力，從而推動企業增強探索式學習能力，進而促進創新能力的提升。

其次，從合作的角度出發，制造業企業生產產品的最終目標是面向市場，客戶穩定有利于企業在合作過程中制訂明確的合作方案，使企業能夠精準預測客戶需求，進而合理安排產品生產活動，為合作雙方獲得較高的當期經濟收益以及可持續的未來現金流提供保障（王展祥和魏琳，2019）。擁有穩定資金來源的企業將更愿意嘗試風險性較高的創新活動，以通過企業創新能力的提升來獲取更強的市場競爭力。

最后，從信息流動的角度出發，制造業企業受到重資產的限制，通常因關注生產效率和成本控制而忽視了對于市場需求的判斷，這就導致企業創新方向與市場需求背離，難以契合快速變化的市場需求。與客戶保持穩定的業務往來，有利于企業與客戶共建信息共享系統。通過信息系統的快速共享，制造業企業可以準確、迅速地了解客戶的具體需求和痛點，從而進行針對性的研發創新，開發出符合客戶需求的產品。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：供應鏈穩定有利于制造業企業創新能力的提升。

（二）商業信用融資的中介作用

制造業企業長期面臨著“融資難、融資貴\"等問題，融資約束是阻礙我國制造業企業創新發展的“外患”。制造業企業創新活動往往伴隨著高風險和收益的不確定性，同時創新成果又必須經歷生產、銷售等一系列環節才能產生回報，這就導致創新投入與現金回流的時間不匹配，

□·100·財會月刊2025.10

進而使企業創新面臨融資約束。而商業信用融資作為一種替代性融資渠道，可以在企業資金緊張時為其提供必要的營運資金，確保經營的連續性（Hsu等，2014），同時釋放更多資源用于創新活動。

首先，基于資源依賴理論，企業依賴于外部資源維持其生存和發展，當企業缺乏必要的資源時，會尋求與擁有這些資源的組織建立合作關系（孫成等，2024）。供應鏈穩定有助于強化供應鏈上下游企業之間的關系，構建利益共同體。這種關系的強化使得制造業企業在創新過程中面臨資金短缺困境時，能夠更有效地從供應鏈合作伙伴處獲取商業信用融資。

其次，從合作的角度出發，企業與供應商、客戶之間的關系是“強聯結”，當制造業企業擁有穩定的供應鏈關系時，這種“強聯結\"關系進一步強化，信息交換更加充分（章鐵生和鞠藝璇，2022），使得處于供應鏈中心的企業能夠掌握比金融機構更多的私有信息。因此，當制造業企業在創新過程中面臨資金短缺困境時，可以向供應商和客戶尋求信用支持（唐鵬程和楊樹旺，2016），通過延期付款或賒購原材料等方式緩解資金壓力。

最后，從信息流動的角度出發，由于企業內外部存在著信息不對稱，無法掌握充分信息的外部利益相關者通常以制造業企業的業績指標來評價其經營水平。而供應鏈穩定可以為企業帶來穩定的業務收入和生產資源，有助于增強業績的穩定性（胡海青等，2024）。同時，業績的穩定性向外界傳遞了積極信號，使得供應鏈上下游企業能夠合理預測企業未來的發展趨勢，從而為其提供更多的商業信用融資。這有利于減少制造業企業對銀行等金融機構的依賴（李慧等，2024），在融資環境波動時也能保持穩定的資金來源，從而增強企業在市場中的議價能力，為企業開展創新活動提供更為穩定的支持。

基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：供應鏈穩定通過增加企業商業信用融資促進制造業企業創新能力的提升。

（三）營商環境的調節作用

在科技迅猛發展的背景下，唯有持續進行創新投入并將其有效轉化為實際產出，才能在激烈的市場競爭中立于不敗之地。Jiang和 研究認為，我國正處于從發展中經濟體向發達經濟體轉型的階段，企業投資與市場環境之間存在顯著關聯。制造業作為投資的重要領域，其創新發展同樣受市場環境的影響。而營商環境作為企業經營的外部環境，對于推動企業高質量發展至關重要。

首先，根據資源依賴理論，組織的生存與發展需要通過整合外部資源，并與自身所處環境相互作用、相互依賴才能實現（段瑞龍，2023）。良好的營商環境能夠激發市場主體活力，增強經濟增長的內生動力，強化企業與供應鏈上下游企業之間的合作關系，使得信息共享更加便捷，進而形成一個穩定、高效的供應鏈網絡（李長英和王曼，2024）。在供應鏈網絡中，制造業企業可以更靈活地獲取所需的原材料、技術支持和市場反饋，減少創新過程中的不確定性和風險，進而促進創新能力提升。

其次，良好的營商環境能夠為制造業企業及與其穩定合作的供應鏈伙伴提供更加可靠的信息交換平臺，使企業能夠更及時、準確地獲取市場需求、技術發展趨勢和政策動向等關鍵信息。信息的有效獲取有助于企業更好地把握創新方向、優化資源配置，從而提升創新能力。

最后，良好的營商環境使得市場監管更加透明和規范（寧立志和姚舜禹，2022），知識產權的保護機制更加健全，企業的創新成果也更容易得到認可和保護。由此，企業在創新時能夠更好地預期其創新成果的市場回報，從而增強其創新的動機和意愿。在這樣的環境下，制造業企業更傾向于將通過供應鏈獲得的穩定資源投入新產品的研發中，通過提升企業創新能力來增強核心競爭力。可見，地區營商環境越好，供應鏈穩定對于制造業企業創新能力的提升作用越強。

基于此，本文提出如下假設：

H3：營商環境正向調節供應鏈穩定對制造業企業創新能力的提升作用。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文選取 2 0 1 2 ～ 2 0 2 2 年我國滬深A股制造業上市公司為初始研究樣本，同時對樣本進行如下處理：剔除ST、 的企業樣本；剔除關鍵數據缺失的樣本；為了控制極端值對研究結論的干擾，對所有連續變量進行 1 % 和9 9 % 分位的縮尾處理。最終得到9601個觀測值。供應鏈穩定、制造業企業創新能力和商業信用融資的數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫，營商環境數據來自《中國分省企業營商環境指數2023年報告》。本文使用Stata17.0與Excel軟件進行數據整理和回歸分析。

（二）變量設定

1.被解釋變量：創新能力（Lnpatent）。專利是創新活動的具體體現，企業的專利申請數量能直觀反映其在技術研發上的投入和產出。此外，專利的申請和批準經過了嚴格的審查流程，從而確保了數據的準確性、客觀性和可獲取性。本文參考李雙燕和喬陽嬌（2023）的方法，將企業當年的專利申請數量作為衡量創新能力的指標。由于部分企業的專利申請數量為0，本文采用專利申請數量加1取自然對數的方法進行處理。專利申請數據來自中國專利全文數據庫，并通過企業名稱與工業企業數據庫進行匹配。

2.核心解釋變量：供應鏈穩定（Stable）。在供應鏈管理中，穩定通常指供應鏈系統在面對外部和內部環境變化時能夠保持平衡與連續性的能力，以確保物流、信息流和資金流的順暢運轉。借鑒董浩和閆晴（2025）的研究，采用前5大供應商和客戶與上年相比未發生變動的數量相加除以10來度量供應鏈穩定，該數值越大，表明企業與供應鏈上下游企業之間的關系越穩定。

3.中介變量：商業信用融資（NTC）。借鑒張新民等（2012）的研究，采用“（應付賬款 應付票據 預收賬款-應收賬款-應收票據-預付賬款）/總資產\"的方式來衡量企業在供應鏈中的商業信用融資能力，該數值越大，表明企業商業信用融資能力越強。

4.調節變量：營商環境（Bei）。本文借鑒樊綱等（2011）的研究，以行政治理環境、產品市場環境、金融環境和法治環境為二級指標衡量營商環境，該數值越大，表明市場營商環境越好。

5.控制變量。依據現有的研究成果，本文在模型中引入了企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、應收賬款比例（Rec）、董事會規模（Board）、總資產周轉率（ATO）、總資產增長率（Assetgrowth）、企業性質（SOE）等作為控制變量。具體變量定義見表1。

（三）模型構建

1.基準模型構建。為檢驗供應鏈穩定對企業創新能力的作用效果，以創新能力為被解釋變量、供應鏈穩定為解釋變量，構建如下基準模型：

Lnpatenti ∑Ind+εi，t

其中， 表示回歸系數，Controls為控制變量，i代表企業，t表示年份， 為隨機誤差項。若模型（1）中 的系數顯著為正，則表明供應鏈越穩定，制造業企業創新能力越強，從而驗證H1。為了提高回歸結果的可靠性，本文還控制了年份（Year）和行業（Ind）虛擬變量，以盡量消除固定效應的影響。

2.引入商業信用融資。為驗證商業信用融資的中介作用，本文參考溫忠麟等（2004）的研究，在模型（1）的基礎上構建模型（2）和模型（3），檢驗供應鏈穩定的中介效應，以深入探討供應鏈穩定作用于制造業企業創新能力的內在邏輯。

εi，t （2）

∑Year+∑Ind+εi，t （3

模型（2）、（3）中 代表商業信用融資，其他符號與模型（1）所表示的含義一致。商業信用融資的中介效應檢驗分為三步：首先，通過模型（1）證明供應鏈穩定與企業創新能力之間顯著正相關，即 系數顯著為正。其次，對模型（2）和模型（3）進行回歸，若模型（2）中回歸系數 及模型（3）中回歸系數 和 均顯著，則表明商業信用融資在供應鏈穩定與企業創新能力之間發揮部分中介效應；如果模型（2）中回歸系數 與模型（3）中回歸系數 顯著，則說明商業信用融資發揮完全中介效應。

3.引入營商環境。根據上文分析，良好的營商環境下供應鏈穩定對于制造業企業創新能力的提升作用會增強。因此，為了證明營商環境正向調節供應鏈穩定與制造業企業創新能力之間的關系，本文借鑒江艇（2022）的調節效應檢驗方法，設置以下模型來檢驗。

Lnpater （5）

模型（5）中的 代表營商環境，Stable ？ × Bei代表供應鏈穩定與營商環境的交互項。當模型（5）中估計系數 、 和 顯著時，說明調節變量在影響主效應的過程中存在調節作用，即其對主效應產生了顯著的調節作用。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2所示。表2中，供應鏈穩定的平均值為0.779、標準差為0.359，且該變量在樣本中的取值范圍為0到1，表明企業間存在一定的差異性。制造業企業創新能力的平均值為3.270、標準差為1.483、最大值為9.610、最小值為0，這說明我國制造業上市公司在創新能力方面總體表現較好，但企業間仍存在差異。為了檢測變量之間可能存在的多重共線性問題，本文計算了所有變量的方差膨脹因子（VIF）。結果表明，

VIF值均接近1，遠小于10，因此可以認為不存在顯著的多重共線性。

（二）基準回歸

基準回歸結果如表3所示。表3第（1）列中，檢驗了未考慮行業和時間固定效應的情況下，供應鏈穩定與創新能力之間的相關關系。結果表明，供應鏈穩定的回歸系數為0.1898，在 1 % 的水平上顯著。在表3第（2）列和第（3）列中，分別納入時間固定效應和行業固定效應進行分析，結果顯示，供應鏈穩定的回歸系數分別為0.1550和0.1935，同樣在 1 % 的水平上顯著。表3第（4）列同時考慮了時間和行業固定效應，結果顯示供應鏈穩定的回歸系數為0.1681，依然在 1 % 的水平上顯著。上述結果表明，供應鏈穩定與創新能力之間存在正相關關系。H1得到了驗證。

（三）穩健性檢驗

1.替換核心變量。其一，替換解釋變量。參照陳嬌嬌等（2023）的方法，使用行業年度供應鏈穩定的均值作為衡量標準，當供應鏈穩定超過行業均值及中位數時，供應鏈穩定賦值為1，否則為0。在替換了解釋變量之后，重新對模型（1）進行回歸分析，結果顯示，企業創新能力的回歸系數為0.1561，且在 1 % 的水平上顯著，驗證了結論的穩健性。其二，替換被解釋變量。采用李勝等（2024）的方法衡量企業創新能力（Lnpatent1），再次進行回歸。結果顯示，供應鏈穩定的回歸系數為0.1625，且在1 % 的水平上顯著，表明供應鏈穩定與企業創新能力之間存在顯著的正相關關系。

2.滯后期檢驗。為了驗證是否存在反向因果帶來的內生性問題，將滯后一期和二期的供應鏈穩定作為解釋變量，以使供應鏈穩定與制造業企業創新能力之間的因果關系更加明確，再次進行回歸。結果顯示，供應鏈穩定的回歸系數仍然在 1 % 的水平上顯著為正，證明本文的結論具有穩健性。

3.分位數回歸。分位數回歸模型能夠描述被解釋變量的整體特征，且其估計結果通常不易受到異常值的干擾，表現出較高的穩健性。本文選擇 2 5 % ！ 50 % 、 7 5 % 和90 % 這四個具有代表性的分位點進行分位數回歸模型的擬合，旨在探討供應鏈穩定對企業不同創新能力的影響。在引入控制變量、行業和年份等因素后，結果顯示，在 0 . 2 5 、 0 . 5 0 、 0 . 7 5 、 0 . 9 0 分位下，供應鏈穩定的回歸系數雖然經歷了先降后升的波動，但整體上都在 1 % 的水平上顯著。由此說明，在不同分位條件下，供應鏈穩定對制造業企業創新能力的提升作用都十分顯著，H1得到進一步的驗證。

4.工具變量法。由于可能存在遺漏變量所引起的內生性問題，對制造業企業的供應鏈穩定以及制造業企業創新能力產生影響，使得普通最小二乘法（OLS）估計結果不一致，本文采用兩階段最小二乘法，并選擇滯后一期的供應鏈穩定作為工具變量。工具變量通過了不可識別檢驗和弱工具變量檢驗，F統計量為945，LM值為841。結果顯示，供應鏈穩定仍然在 1 % 的水平上對制造業企業創新能力有顯著正向影響，與前文結論一致。

5.傾向得分匹配。為避免選擇性偏差，本文采用最近鄰匹配、核匹配等方法進一步驗證供應鏈穩定與制造業企業創新能力之間的關系。根據供應鏈穩定的中值將其分為兩組，即高供應鏈穩定組與低供應鏈穩定組，然后對這兩組進行1：1最近鄰匹配，以所有控制變量作為匹配變量，結果顯示ATT差異值（Difference）為0.043，且t值為6.28。本文對所有匹配變量均進行平衡性檢驗，結果表明標準化誤差均小于 5 % 。隨后進行核匹配與半徑匹配，結果顯示ATT差異值（Difference）均為0.0046，且t值分別為 4 . 2 5 、 3 . 9 4 。同時，本文對所有匹配變量進行平衡性檢驗，結果表明標準化誤差均小于 5 % 。最后使用匹配后的樣本分別進行回歸，結果顯示，供應鏈穩定的回歸系數均在 1 % 的水平上顯著為正，證明結論具有穩健性。

限于篇幅，穩健性檢驗結果未予列示，留存備索。

（四）中介效應檢驗

根據溫忠麟等（2004）的研究，本文采用三步法進行檢驗，中介效應回歸結果如表4所示。在表4第（1）列中，將商業信用融資與供應鏈穩定及控制變量進行回歸分析，供應鏈穩定的回歸系數為0.0063，在 1 % 的水平上顯著，說明供應鏈越穩定，企業越容易獲得商業信用融資。在表4第（2）列中，商業信用融資的回歸系數為1.1105，在 1 % 的水平上顯著，表明商業信用融資顯著提升了企業的創新能力。在表4第（3）列回歸模型中，供應鏈穩定的回歸系數為0.1613，商業信用融資的回歸系數為1.0902，均在 1 % 的水平上顯著，驗證了H2，即供應鏈穩定通過增加商業信用融資提升制造業企業創新能力。

（五）調節效應檢驗

根據江艇（2022）的研究，對變量進行中心化處理，將制造業企業創新能力（Lnpatent）、供應鏈穩定（Stable）、營商環境（Bei）與控制變量進行回歸，結果如表5所示。表5中，供應鏈穩定（Stable）的回歸系數為0.1548，在 1 % 的水平上顯著，營商環境（Bei）的回歸系數為0.0584，也在 1 % 的水平上顯著。然后，將制造業企業創新能力、供應鏈穩定、營商環境、營商環境與供應鏈穩定的交互項（Stable × Bei）以及控制變量進行回歸，交互項系數為0.0781，在 1 % 的水平上顯著，H3得到驗證。

（六）異質性檢驗

供應鏈穩定對制造業企業創新能力的影響受到企業資源密集度和外部環境不確定性的影響。

1.資源密集度。如表6列（1）＼～（3）所示，供應鏈穩定顯著提升了技術密集型企業的創新能力，但對勞動密集型和資本密集型企業的影響不顯著。原因在于：技術密集型企業通常專注于研發和技術創新，穩定的供應鏈降低了創新的不確定性和研發成本，并加速了研發成果的轉化，從而顯著提升了企業的創新能力。相比之下，資本密集型和勞動密集型企業更專注于資本投人與人力資源配置的優化，因此供應鏈穩定對其創新能力的提升作用較為有限。

2.環境不確定。本文參考申慧慧等（2012）的研究，采用過去5年銷售收人的標準差并經行業調整后的值來衡量企業的環境不確定性。由表6列（4）和列（5）的結果可知，環境不確定性較高時，供應鏈穩定對于制造業企業創新能力的提升作用更顯著。原因在于：制造業企業面臨的市場和運營風險增加，企業更傾向于通過內部創新的方式獲取競爭優勢。而穩定的供應鏈可以保障原材料和產品的供應，維持生產和運營的連續性，從而使企業有更多的資源和精力投入創新活動，通過創新來維持企業在市場中的地位，以保證企業在變幻莫測的環境中穩健發展。而當環境不確定性較低時，制造業企業面臨的市場和運營風險較小，在這種情況下，企業更關注內部管理以及外部擴張，而非技術創新，因此供應鏈穩定對其創新能力的提升作用較為有限。

（七）進一步分析

為探究客戶和供應商穩定對制造業企業創新能力造成的影響是否存在差異，本文將供應鏈穩定分為客戶穩定（KH）和供應商穩定（GYS）兩個層面，分別探究其對制造業企業創新能力的影響。表7的回歸結果顯示，客戶穩定（KH）的回歸系數為0.1549，而供應商穩定（GYS）的回歸系數為0.1472，兩者都在 1 % 的水平上顯著。從回歸系數來看，客戶穩定的回歸系數（0.1549）高于供應商穩定的回歸系數（0.1472），這表明客戶穩定對制造業企業創新能力的提升作用更顯著。原因在于：相較于供應商提供的先進技術，客戶直接關系到市場需求的持續性，客戶穩定意味著制造業企業能夠更加準確地了解和預測市場需求，進行有針對性的創新，從而進一步提升企業的創新能力。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

基于前文理論分析與實證檢驗，本研究得出以下核心結論：其一，供應鏈穩定顯著促進制造業企業創新能力提升。這一效應在技術密集型企業和環境不確定性較高的企業中更為顯著。其二，商業信用融資發揮完全中介作用，供應鏈穩定通過提升商業信用融資可獲得性，有效促進企業創新能力提升。其三，營商環境呈現顯著正向調節效應，說明良好的營商環境能夠強化供應鏈穩定對制造業企業創新能力的提升作用。

（二）政策建議

1.供應鏈穩定戰略。制造業企業應將供應鏈穩定提升至戰略高度，通過構建多元化供應商網絡和深化長期合作伙伴關系，有效降低對單一供應商或客戶的依賴性，顯著降低供應鏈中斷風險。建議定期運用供應鏈風險評估工具監測潛在風險，并制訂系統化應急預案，確保在突發事件中快速恢復供應鏈運轉，從而為企業的持續創新奠定堅實基礎。

2.加強商業信用融資渠道拓展。為緩解創新活動所面臨的資金壓力，制造業企業需積極拓展商業信用融資渠道。通過保持良好的企業信用記錄，與金融機構及投資者形成穩定的戰略合作關系，從而獲取更充足的資金支持，為創新項目提供資金保障。

3.拓展創新能力的差異化提升路徑。企業的要素密集類型和外部環境不確定性共同影響其創新能力：資本密集型企業應重點優化資源配置，著力推動核心技術突破和工藝創新，通過購置自動化、智能化設備降低對外部供應鏈的依賴，實現生產效率與產品質量的雙重提升；勞動密集型企業需強化人力資源建設，通過系統性技能培訓提升員工技術素養和創新意識，匹配科學的激勵機制充分激發團隊創造力，持續推動工藝流程優化。低環境不確定性企業應著重培育內部創新文化，營造鼓勵試錯的組織氛圍，建立跨部門協同機制，有效整合資源，推進創新項目穩健實施。值得注意的是，雖然供應鏈穩定對上述類型企業的創新直接影響有限，但創新驅動始終是其發展的核心動力。

【主要參考文獻】

柏培文，喻理.數字經濟發展與企業價格加成：理論機制與經驗事實[J].中國工業經濟，2021（11）：59～77.

陳嬌嬌，丁合煜，張雪梅.ESG表現影響客戶關系穩定度嗎？[J].證券市場導報，2023（3）：13～23.

董浩，閆晴.供應鏈穩定性能否實現穩就業？[J].財經研究，2025（2）：123～137.

樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻[J].經濟研究，2011（9）：4～16.

韓忠雪，段麗娜，高心儀.供應商集中度與技術創新一一基于內部資本市場與商業信用的調節作用[J].軟科學，2021（9）：61～67.

江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應[J].中國工業經濟，2022（5）：100～120.

李慧，陳科任，龐宇.ESG評級分歧與商業信用融資[J].南方金融，2024（2）：56～70.

李雙燕，喬陽嬌.數字并購的市場效應一一基于創新與壟斷的視角[J].經濟管理，2023（10）：49～69.

劉亞偉，吳德滿，翟華云.鏈主企業助推鏈上企業創新一一基于制造業上市公司的實證[J].統計與決策，2025（7）：184～188.

羅翔，李政.供應鏈金融、供應鏈可持續性與企業韌性[J].金融與經濟，2024（12）：24～36.

湯旭東，王艷盈，陳思岑.共同股東與供應鏈協同創新一一基于專利互引的視角[J].經濟管理，2024（4）：49～65.

王壘，張曉昕，于文成.居安思危：供應鏈關系穩定度對企業股價崩盤風險的非線性效應研究[J].安徽師范大學學報（人文社會科學版），2023（3）：97～113.

溫忠麟，張雷，侯杰泰等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004（5）：614～620.辛璐璐.數字產業集聚、顛覆式技術創新與城市綠色經濟效率[J].學習與實踐，2023（10）：71～80.

易靖韜，曹若楠.流程數字化如何影響企業創新績效？一一基于二元學習的視角[J].中國軟科學，2022（7）：94～104.

于李勝，王澤豪，王艷艷等.創新對企業MDamp;A敘述性信息披露策略的影響[J].南開管理評論，2024（3）：150～162.

張新民，王玉，祝繼高.市場地位、商業信用與企業經營性融資[J].會計研究，2012（8）：58～65+97.

FontaineP.，Zhao S..Suppliersasfinancialintermediaries：Trade credit forundervaluedfirms[J].JournalofBankingamp;Finance，2021（124）：106043.

（責任編輯·校對：李小艷黃艷晶）