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新質生產力與供應鏈韌性關系的研究

2025-07-29 00:00:00張佳藝
商場現代化 2025年13期
關鍵詞:突破性新質韌性

一、引言

在全球經濟一體化日益加深的今天,新質生產力、供應鏈韌性與安全成為建設現代化產業體系的重要動能。2024年3月5日,十四屆全國人大二次會議明確指出要圍繞發展新質生產力,提升產業鏈供應鏈韌性和安全水平,保證產業體系自主可控、安全可靠。供應鏈韌性的核心目標,在于確保供應鏈在面對各種內外部沖擊時,仍能持續平穩運行。但當前,供應鏈面臨抗風險能力薄弱、“堵點”頻現等挑戰,這些問題不僅制約了供應鏈高效運轉,更阻礙了國內國際雙循環暢通聯動。在此背景下,新質生產力的提出給供應鏈現代化發展指明了路徑。

新質生產力以創新驅動為核心,注重技術融合與模式創新,其本質是通過創新發展優質的先進生產力,實現全要素生產率大幅度躍升。發展新質生產力并不意味著對傳統產業的摒棄或忽視,而是利用創新型人才,采用更先進的制造技術、工業互聯網等現代化手段,對傳統產業進行深度改造,同時創造戰略性新興產業與未來產業,形成新舊動能轉換。通過加強技術研發和創新,提高供應鏈的自主可控能力和安全可靠性,可以確保產業鏈的穩定運行和持續發展。因此,對構建現代化產業體系、推動經濟社會高質量發展具有重要意義。

由此可推斷,新質生產力水平的高低很大程度上會對供應鏈韌性產生正面且積極的作用,然而新質生產力與供應鏈韌性之間的具體關系必定會受到多種因素的影響和制約,需要進一步探究兩者之間的內在聯系和相互機制。

二、理論分析與研究假設

1.企業新質生產力水平對供應鏈韌性的影響

新質生產力契合了當前經濟發展形勢和科技創新趨勢。企業發展新質生產力可以運用新技術革命性突破成果,對傳統供應鏈進行改造升級(王健,2024),增強供應鏈多樣性、靈活性,建立更完善的供應鏈風險管理體系。具體來說:(1)新質生產力有助于企業構建多元化的供應鏈體系。在創新驅動引領下,企業被鼓勵采用新技術、新模式和新業態,這些創新元素將推動供應鏈各環節實現顛覆性變革。(2)新質生產力提高了供應鏈的信息透明度。新質生產力能夠運用人工智能與大數據分析等先進技術,建立統一、高效的數據平臺,全面收集供應鏈各個環節的數據,并確保信息的實時更新與共享。(3)新質生產力增強了供應鏈的風險管控能力。在新質生產力理念下,更重視企業間的協同合作。通過構建供應鏈生態系統,實現供應鏈上下游企業之間的信息共享、風險共擔,企業能夠更有效地識別、評估和控制供應鏈中的潛在風險。

基于上述分析,本文提出假設1:

H1:新質生產力水平提高能顯著增強供應鏈韌性和安全水平。

2.突破性創新的中介效應

企業創新形式分為漸進性創新和突破性創新,分別強調創新的“數量”與“質量\"(溫科等,2024)。突破性創新,是與新質生產力發展要求不謀而合的一種創新形式,新質生產力分別從企業投入與產出方面影響著企業的創新績效:一方面新質生產力要求企業增加創新投入;另一方面新質生產力提高了生產效率,為企業創新提供更多資源(金鑫等,2024)。新質生產力通過科技創新的引領,利用人才的主觀能動性,促進生產要素的優化配置與產業深度轉型升級,推動科技創新向新質創新發展(劉海濤等,2024),為突破性創新提供強大動力。突破性創新帶來的根本性技術變革,能夠顯著提升供應鏈各環節的效率、準確性和靈活性。其中,人工智能技術不僅可以識別和應對潛在風險,評估供應商的可靠性,增強供應鏈柔韌性;還可以使客戶與供應商管理智能化,實現供應鏈協同優化(韓永剛,2024)。由此可見,新質生產力是企業長久發展的重要力量,突破性創新對增強供應鏈韌性有重要意義。

基于上述分析,本文提出假設2:

H2:新質生產力可通過突破性創新正向賦能供應鏈韌性和安全水平。

3.供應鏈數字化的調節效應

新質生產力與企業數字化發展在經濟發展過程中有密切聯系。以制造業企業為例,公司進行風險投資可以幫助制造業企業掌握外部知識和技術培育新質生產力,助

經濟視野

力了企業數字化轉型(董靜等,2024)。近年來,企業的數字化轉型與供應鏈逐漸融合發展,供應鏈數字化成為供應鏈向現代化轉型的重要標志(張樹山等,2024)。供應鏈數字化是以數字技術為基礎、數字驅動供應鏈的新型供應鏈管理模式,通過物聯網、區塊鏈等技術實現數據相互轉化。一方面,供應鏈數字化借助云計算、大數據分析等科技,提升運作效率,促進產業深度融合。另一方面,供應鏈數字化通過大數據分析精準預測市場需求,高效配置資源,增強供應鏈抵抗力;同時,數字化技術確保供應鏈各環節可追蹤監控,迅速識別風險并應對,提升供應鏈恢復力,確保穩定性和可靠性。

基于上述分析,本文提出假設3:

H3:供應鏈數字化在企業發展新質生產力提升供應鏈韌性中發揮正向調節作用。

三、研究設計

1.主要變量定義(1)被解釋變量

供應鏈韌性(SCR)為本文的被解釋變量。本文借鑒袁業虎等(2024)的供應鏈效率和供應鏈穩定性兩個指標,對供應鏈韌性進行綜合測度。其中,供應鏈效率參考張任之(2022)的做法,通過存貨周轉天數表示,并取其對數。供應鏈穩定性借鑒張樹山等(2024)的供應鏈韌性測算指標并加以修改,用供應鏈波動率代指,公式為企業前五大客戶/供應商中非新出現的客戶/供應商數量的均值。最后,構建供應鏈韌性指標,分別給兩個指標賦予0.5的權重,對供應鏈韌性進行測算。

(2)解釋變量

新質生產力(Npro)為本文的核心解釋變量。對企業新質生產力的測度,本文參考了宋佳等(2024)的研究與思路,構建新質生產力評價指標體系,采用熵值法對新質生產力進行測度。

(3)中介變量

本文采用突破性創新(Invention)作為中介變量。突破性創新借鑒胡山、余泳澤(2022)的做法,采用當年獲得授權的發明專利數量加1后,取自然對數衡量。

(4)調節變量

本文采用供應鏈數字化 (Time×Treat) 作為調節變量。供應鏈數字化數據借鑒劉海建等(2023)、張樹山等(2024)的做法,將商務部公開的“供應鏈創新與應用試點企業、試點城市”分別與上市公司匹配。試點企業虛擬變量,當企業為供應鏈創新與應用試點企業時,賦值為1,否則賦值為0;試點前后虛擬變量,根據供應鏈創新與應用試點工作的開展時間,若樣本的觀測值處于2018年及以后取值為1,否則為0。

(5)控制變量

本文參考已有研究,分別使用企業規模 (Size) 、資產負債率 (Leν) 、凈資產收益率 (ROE) 、總資產周轉率(ATO)、公司價值(Tobin 、股權集中度(Top1)上市年限(Listage)和審計意見 (AO) 作為本文的控制變量。

2.基準模型構建

構建如下基準模型,檢驗新質生產力對供應鏈韌性的影響。

SCRit01Nproit2Controlsititit

其中,下標 i 和 t 分別代表企業個體和年份, SCRit 為企業 i 在 t 年的供應鏈韌性, Nproit 為企業 i 在 t 年的新質生產力水平,Controls為控制變量, θi 和 μt 分別表示個體固定效應和時間固定效應, εit 為隨機誤差項。

3.數據來源

本文采用2011—2022年我國A股上市公司作為研究對象,上市公司的財務數據和創新數據來源于國泰安數據庫和萬德數據庫。本文對數據進行如下處理:(1)剔除有ST、*ST標注的公司;(2)剔除金融類企業樣本;(3)剔除缺失值樣本;(4)為緩解數據異常值的干擾,本文對連續變量進行 1% 的縮尾處理,最終得到22399個樣本觀測值。

四、實證分析結果

1.描述性統計

為了直觀描述樣本企業的相關狀況,本文對主要變量進行了描述性統計,結果見表1。

表1描述性統計結果

2.基準回歸結果

具體檢驗結果如表2所示,列(1)報告了新質生產力對供應鏈韌性的單變量回歸結果,回歸系數為0.0147,在 1% 的水平上顯著,列(2)報告了增加控制變量與個體和時間雙向固定效應后的回歸結果,依舊顯著為正,前文H1得以證實。

表2基準回歸結果

注:t-statistics in parentheses,*** plt;0.01 ,**plt;0.05 *plt;0.1 (下同)。

3.內生性與穩健性檢驗 (1)內生性檢驗

本文使用傾向得分匹配法對樣本進行了篩選,繪制了匹配前后的核密度曲線,匹配后兩組的傾向得分分布得到了顯著改善,處理組與控制組的曲線形狀更加一致,峰值位置接近且分布寬度相似,表明匹配過程有效平衡了兩組之間的基線特征(詳見圖1、圖2)。

圖1匹配前核密度曲
圖2 匹配后核密度曲線

(2)穩健性檢驗

為確保結論的穩健性,對新質生產力的衡量方式進行了替換和分析(表3)。參考張秀娥等(2024)提出的新質生產力衡量方法進行測度。回歸結果顯示,相關系數為0.156(見表3),結果正向顯著。

表3穩健性檢驗結果

4.加入中介效應的實證檢驗構建路徑檢驗模型為:

SCRit01Nproi,txControlsi,titit

Inve ?ntionit01Nproi,txControlsi,titit (3) SCRit01Nproi,t2Inνentioni,txControlsi,titi (4)

表4表明突破性創新為企業發展新質生產力水平提供了有力支持。同時,突破性創新與企業供應鏈韌性在1% 水平上呈顯著正相關,回歸系數為0.013。由(1)列和(3)列顯示,在不同的回歸模型中新質生產力均能夠顯著提高企業供應鏈韌性。因此,突破性創新在新質生產力提升供應鏈韌性中起關鍵中介作用,H2得到驗證。

表4中介效應檢驗結果

5.加人調節效應的實證檢驗

構建供應鏈數字化影響檢驗模型為:SCRit=?0+?1Nproi,t+?2interactioni,t+?xControlsi,titit

對該模型回歸結果如表5所示,其中interaction表示NPro與TimeTrea的交乘項,交互項與企業供應鏈韌性在 1% 水平下,顯著正相關相關系數為0.008。由此表明,供應鏈數字化在新質生產力與企業供應鏈韌性之間發揮正向調節作用,H3得到驗證。

6.異質性檢驗

(1)基于企業股權性質的異質性分析。回歸結果見表6,在非國有企業中提升新質生產力水平對企業供應鏈韌性有正向顯著作用,但在國有企業中結果并不顯著。因為

在國有企業中,容易忽視價值創造方面的激勵作用,激勵制度不完善,導致其創新效率較民營企業偏低,不利其新質生產力水平的提升。

(2)基于企業所在地區的異質性分析。表6結果所示,對企業所處地區而言,東部地區和中部地區的新質生產力水平對企業供應鏈韌性的提升效果優于西部地區。

表5調節效應檢驗結果
表6異質性檢驗結果

五、結論與政策建議

1.結論

本文基于我國A股上市公司2011—2022年的數據為研究樣本,結果顯示:企業新質生產力水平的提高可以顯著提升企業供應鏈韌性;企業提升新質生產力的水平可以通過實現突破性創新提高企業供應鏈韌性程度,供應鏈數字化在新質生產力和供應鏈韌性兩者之間發揮正向調節作用;進一步分析發現,當企業是非國有企業并處于東部和中部地區時,其新質生產力水平對企業供應鏈韌性提升作用更強。

2.政策建議

第一,強化科技創新引領。加大對人工智能、量子科技等前沿科技領域的創新投人,推進國家大科學計劃,鼓勵重點地區加大對大科學裝置等重大科技基礎設施的投入。支持跨地區開展多學科協同研究,探索組建聯合實驗室和實驗室聯盟,加快構建新型實驗室體系,以實現原創技術引領性突破。

第二,構建安全可靠的供應鏈體系。掌握戰略主動,把產業鏈供應鏈發展放在自身力量基點上,通過自主創新不斷提升產業鏈供應鏈的自主可控性和抗風險沖擊能力。開展基礎設施韌性評估,提升基礎設施韌性,提升應對情況的承載能力,確保供應鏈在面臨外部沖擊時能夠快速恢復。加強供應鏈風險管理,建立風險預警和應對機制,提高供應鏈對突發事件的響應速度和應對能力。

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作者簡介:張佳藝(2000一),女,山東德州人,碩士研究生,研究方向:會計學。

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