摘 要：我國(guó)正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力的攻關(guān)期，發(fā)展供應(yīng)鏈金融成為推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力的重要抓手。本文以2007—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。基準(zhǔn)分析結(jié)果表明，供應(yīng)鏈金融有助于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且這一關(guān)系在經(jīng)過內(nèi)生性處理和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制分析結(jié)果表明，供應(yīng)鏈金融通過優(yōu)化信貸資源配置和提高資源整合效率兩個(gè)機(jī)制提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，當(dāng)市場(chǎng)環(huán)境較差、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較小、融資約束程度較高、信息披露質(zhì)量較低、供應(yīng)鏈集中度較高、供應(yīng)鏈整合度較強(qiáng)、供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度較高時(shí)，供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更加明顯。本文的研究不僅拓展了企業(yè)全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)因素的相關(guān)研究，也為踐行供應(yīng)鏈金融助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了新的證據(jù)。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈金融；全要素生產(chǎn)率；信貸資源配置；資源整合效率

中圖分類號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2024）05-0089-16

一、問題的提出

黨的二十大報(bào)告明確提出：“未來(lái)五年是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家開局起步的關(guān)鍵時(shí)期”“高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的首要任務(wù)”“加快建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系，著力提高全要素生產(chǎn)率，著力提升產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈韌性和安全水平”。然而，全球貿(mào)易保護(hù)主義抬頭、國(guó)際產(chǎn)業(yè)鏈不確定性與不穩(wěn)定性持續(xù)存在等問題極大地制約著中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。受制于體制扭曲和市場(chǎng)制度不完善等，資本、技術(shù)等要素投入組合沿著產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈的優(yōu)化整合嚴(yán)重不足，資源配置效率普遍不高［1］。面對(duì)這些問題帶來(lái)的不利影響，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈提質(zhì)增效，提升產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈韌性和安全水平成為促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然路徑［2］。

蓬勃發(fā)展的供應(yīng)鏈金融基于其資金、信用和市場(chǎng)等優(yōu)勢(shì)，通過產(chǎn)業(yè)端資金缺口與金融端融資服務(wù)有效對(duì)接，提高鏈上企業(yè)的金融資源可得性，優(yōu)化信貸資源配置，在紓解實(shí)體經(jīng)濟(jì)憂困、打通金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革路徑［3-4］、降低供應(yīng)鏈企業(yè)融資成本、推動(dòng)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、提高供應(yīng)鏈整體競(jìng)爭(zhēng)能力［5-6］等方面發(fā)揮著重要作用，日益成為提升產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈韌性和安全水平的關(guān)鍵著力點(diǎn)。因此，深入探究供應(yīng)鏈金融提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制對(duì)于促進(jìn)金融更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有重要的實(shí)踐意義與政策價(jià)值。

區(qū)別于傳統(tǒng)銀行借貸，供應(yīng)鏈金融通過整合“供—產(chǎn)—銷”鏈條上的所有資源，融合組織間的交易和資金鏈情況來(lái)刻畫企業(yè)的真實(shí)運(yùn)營(yíng)情況，為供應(yīng)鏈中核心企業(yè)及其上下游企業(yè)提供金融產(chǎn)品和服務(wù)。因此，理論上，供應(yīng)鏈金融作為供應(yīng)鏈整體鏈條的一部分，能夠在供應(yīng)鏈合作伙伴之間產(chǎn)生信息融合、資源協(xié)調(diào)、組織互聯(lián)的效應(yīng)。已有相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融，一方面能夠延展供應(yīng)鏈層面的信用融資、強(qiáng)化銀企關(guān)系，提高企業(yè)外部融資能力和融資績(jī)效［7］、緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而降低交易成本、增加創(chuàng)新投入［8］，促進(jìn)企業(yè)專業(yè)化分工［9］；另一方面，基于供應(yīng)鏈金融搭建的穩(wěn)固的供應(yīng)鏈關(guān)系，能夠?yàn)槠髽I(yè)充分利用供應(yīng)鏈資源、整合多種資源、共享各種知識(shí)提供穩(wěn)定的關(guān)系支撐。通過提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效［8］、推動(dòng)企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型［10］、加快企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整［4］、改善產(chǎn)品市場(chǎng)表現(xiàn)等提升企業(yè)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，進(jìn)而提高供應(yīng)鏈運(yùn)作效能和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力［9-11］?！叭厣a(chǎn)率”刻畫了所有要素投入組合的產(chǎn)出效率［12］，但是，現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率驅(qū)動(dòng)因素的研究主要從外部政策（如環(huán)境規(guī)制［13］、減稅降費(fèi)），企業(yè)內(nèi)部行為特征（如研發(fā)投資［14］、治理結(jié)構(gòu)） 等方面展開，鮮有文獻(xiàn)從供應(yīng)鏈金融的視角研究其對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

因此，本文以2007—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，通過文本分析的方法識(shí)別企業(yè)供應(yīng)鏈金融的涉入程度，實(shí)證檢驗(yàn)供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：其一，拓展了供應(yīng)鏈金融經(jīng)濟(jì)后果的研究視角。既有文獻(xiàn)主要圍繞供應(yīng)鏈金融的“金融”屬性和“供應(yīng)鏈”屬性分別探討其對(duì)中小企業(yè)或核心企業(yè)融資績(jī)效等方面的影響［7，15］，忽視了供應(yīng)鏈金融的內(nèi)在統(tǒng)一性。本文基于中國(guó)滬深A(yù)股上市公司大樣本數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，對(duì)現(xiàn)有供應(yīng)鏈金融經(jīng)濟(jì)后果研究的理論分析框架進(jìn)行了實(shí)質(zhì)性的拓展，也為全面、客觀地評(píng)估供應(yīng)鏈金融的實(shí)施效果提供了有益借鑒。其二，豐富了微觀維度即企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率影響因素的理論研究。已有對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素的研究多圍繞宏微觀理論推演展開［12，16］，但尚未深入探究在當(dāng)前“兩個(gè)大局”背景下，如何破解影響企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的供給側(cè)要素變化這一關(guān)鍵難題。供應(yīng)鏈金融作為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要抓手，為鏈上企業(yè)提供低成本的融資平臺(tái)和高效率的運(yùn)營(yíng)平臺(tái)，快速響應(yīng)供應(yīng)鏈各節(jié)點(diǎn)企業(yè)的金融需求，理論上能夠?yàn)槠髽I(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展貢獻(xiàn)力量。因此，本文的研究不僅是對(duì)已有企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究的有益補(bǔ)充，也為供應(yīng)鏈金融通過賦能傳統(tǒng)金融助推中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式由“粗放式增長(zhǎng)”向“集約式增長(zhǎng)”轉(zhuǎn)變，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展這一論斷提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其三，補(bǔ)充了金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)融合發(fā)展渠道的微觀理論研究，對(duì)當(dāng)前建設(shè)現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系具有較好的實(shí)踐價(jià)值。本文在研究過程中運(yùn)用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論和信息不對(duì)稱理論剖析供應(yīng)鏈金融提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)理，對(duì)如何踐行金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了新的思路。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一） 供應(yīng)鏈金融與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的改變對(duì)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率提出了更高效、更可持續(xù)和更具創(chuàng)新性的要求［17］。全要素生產(chǎn)率反映要素投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的總體效率，衡量了不同維度經(jīng)濟(jì)單元產(chǎn)出的效益水平，是提高經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵型發(fā)展程度和潛在增長(zhǎng)率的決定因素［18］。實(shí)踐中，受制于體制扭曲和市場(chǎng)制度不完善等因素，企業(yè)融資渠道和工具仍然較為單一。由于與企業(yè)之間存在信息不對(duì)稱，以銀行為代表的傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)無(wú)法為具有潛力的企業(yè)貢獻(xiàn)金融力量，而且企業(yè)自身要素投入組合缺少有效整合，導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率普遍不高［1］。圍繞產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈上下游展開的供應(yīng)鏈金融能夠整合優(yōu)化企業(yè)各個(gè)節(jié)點(diǎn)的物流、資金流和信息流，在融資過程中為企業(yè)信號(hào)傳遞創(chuàng)造良好環(huán)境，在一定程度上降低借貸雙方的信息不對(duì)稱程度［10］，從而緩解企業(yè)的融資約束［5］，提高企業(yè)融資績(jī)效［7］，有效平衡上下游企業(yè)與核心企業(yè)的金融可得性；通過破解傳統(tǒng)金融的信貸配置低效困境［19-20］，供應(yīng)鏈金融為企業(yè)及時(shí)抓住投資機(jī)會(huì)提供金融支持，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。基于網(wǎng)絡(luò)嵌入性和價(jià)值共創(chuàng)視角，供應(yīng)鏈金融依托其內(nèi)在的緊密供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)，能夠有效地支持企業(yè)在投資活動(dòng)中充分利用上下游資源，整合各種知識(shí)、技術(shù)和資金，從而降低交易成本，提高資源整合效率［9-11］，進(jìn)一步提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于全要素生產(chǎn)率是在考慮了所有投入要素后的產(chǎn)出效率，反映了技術(shù)進(jìn)步、管理效率、創(chuàng)新能力和經(jīng)營(yíng)效率等要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。因此，供應(yīng)鏈金融的運(yùn)用將對(duì)提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要作用。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：供應(yīng)鏈金融能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二） 信貸資源配置發(fā)揮作用的理論機(jī)制

信貸資源分配是影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要因素之一，企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融有助于擴(kuò)大供應(yīng)鏈上信貸資源規(guī)模，降低信貸價(jià)格，提高信貸配置效率，緩解融資壓力，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體而言：一方面，供應(yīng)鏈金融具有自償性貿(mào)易融資特征，可以顯著增強(qiáng)供應(yīng)鏈企業(yè)盤活和利用流動(dòng)性較強(qiáng)資產(chǎn)的融資能力［21］。以供應(yīng)鏈金融具體運(yùn)作模式為例，上游供應(yīng)商可以憑借與核心企業(yè)之間的應(yīng)收賬款申請(qǐng)貸款，或?qū)⒎蠗l件的存貨質(zhì)押給金融服務(wù)提供方，并交付給第三方物流企業(yè)進(jìn)行監(jiān)管；下游企業(yè)在賣方承諾回購(gòu)貨物的前提下，能夠以還款或補(bǔ)提貨保證金的方式憑借金融機(jī)構(gòu)開具的提貨通知單在指定倉(cāng)庫(kù)行使定向采購(gòu)的權(quán)力，完成交易的閉環(huán)操作。以此為代表的供應(yīng)鏈金融融資模式的運(yùn)用能夠使供應(yīng)鏈上的企業(yè)以深度信用捆綁為紐帶形成利益共同體，供應(yīng)鏈上的企業(yè)違約產(chǎn)生的集體機(jī)會(huì)成本、違約成本和信用損失遠(yuǎn)高于單個(gè)企業(yè)的違約成本。從融資企業(yè)角度來(lái)看，為了維護(hù)長(zhǎng)期合作關(guān)系，企業(yè)的履約意愿會(huì)更強(qiáng)，這有助于降低銀行等金融機(jī)構(gòu)面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)其提供信貸服務(wù)的信心［22］，并強(qiáng)化其對(duì)鏈上融資企業(yè)授信的傾向，提升供應(yīng)鏈整體的信貸可得性，從而擴(kuò)大供應(yīng)鏈上信貸資源的規(guī)模。另一方面，在信貸市場(chǎng)中，由于信息不對(duì)稱普遍存在，相較于企業(yè)，資金提供方處于信息劣勢(shì)地位，要改變資金提供方的劣勢(shì)地位，需要在評(píng)估企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、償債能力等方面努力，如信息搜集成本和監(jiān)督成本等［23］。而供應(yīng)鏈金融將金融機(jī)構(gòu)、第三方物流、供應(yīng)鏈金融服務(wù)商等納入到供應(yīng)鏈體系中，增強(qiáng)鏈上企業(yè)聯(lián)動(dòng)，這不僅能夠提高信息在整個(gè)供應(yīng)鏈上的流轉(zhuǎn)速度和質(zhì)量［24］，還能夠充分利用供應(yīng)鏈結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的交易信用，弱化對(duì)上下游單一企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、經(jīng)營(yíng)情況的關(guān)注，從而降低銀行等金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)的信息不對(duì)稱程度，減少信息搜集、甄別和監(jiān)督成本，促使企業(yè)信貸成本下降。與此同時(shí)，在供應(yīng)鏈金融的作用下，核心企業(yè)為了避免自身利益受損會(huì)在選擇合作伙伴時(shí)更關(guān)注其盈利情況、經(jīng)營(yíng)情況和抗風(fēng)險(xiǎn)能力等，進(jìn)而形成隱形的融資適用門檻和信息甄別系統(tǒng)以降低供應(yīng)鏈斷裂的風(fēng)險(xiǎn)。在貸款風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)較低的情況下，銀行更可能通過適當(dāng)降低企業(yè)信貸價(jià)格、縮小潛在利潤(rùn)空間以爭(zhēng)取優(yōu)質(zhì)客戶從而拓展信貸市場(chǎng)份額，優(yōu)化信貸資源配置。進(jìn)一步地，信貸配置的合理優(yōu)化能夠有效減少信貸扭曲，促進(jìn)信貸資源在供應(yīng)鏈上的自由流動(dòng)，有助于提高上游供應(yīng)商的供應(yīng)速度以及下游企業(yè)的購(gòu)買力［25］，促使鏈上企業(yè)供給與需求良好結(jié)合，從而提高整條供應(yīng)鏈的循環(huán)速度，通過加快企業(yè)投入—產(chǎn)出速度進(jìn)一步提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：供應(yīng)鏈金融能夠通過優(yōu)化信貸資源配置進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（三） 資源整合效率發(fā)揮作用的理論機(jī)制

企業(yè)全要素生產(chǎn)率本質(zhì)上是一種資源整合效率，包括設(shè)備、資金和技術(shù)等生產(chǎn)要素的整合，具體可以分為資本投資效率和技術(shù)創(chuàng)新效率兩個(gè)方面［26］。從資本投資效率來(lái)看，資本投資的本質(zhì)是以當(dāng)前確定的資金換取未來(lái)不確定的產(chǎn)出，由此決定了信息在企業(yè)投資決策中的重要作用［27］。依托供應(yīng)鏈金融，鏈上各節(jié)點(diǎn)企業(yè)出于價(jià)值創(chuàng)造的目的會(huì)對(duì)生產(chǎn)、訂單、庫(kù)存、銷售和物流等不同環(huán)節(jié)數(shù)據(jù)進(jìn)行更頻繁地交流與共享［19］，降低供應(yīng)鏈內(nèi)部的信息不對(duì)稱程度，這一方面有助于企業(yè)實(shí)時(shí)了解供應(yīng)鏈各個(gè)環(huán)節(jié)的資金流動(dòng)情況，更好地掌握供應(yīng)鏈上的投資信息和關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，并通過與供應(yīng)商、分銷商等合作伙伴建立更緊nmMN1roBrOJi/CbOLVMZI2i8Xg54n0uHdPtPZ0eqrgw=密的合作關(guān)系，獲得更多關(guān)于市場(chǎng)動(dòng)態(tài)和投資機(jī)會(huì)與風(fēng)險(xiǎn)的信息，從而更及時(shí)地作出投資決策，提高投資決策對(duì)于市場(chǎng)機(jī)會(huì)反應(yīng)的敏銳度；另一方面，信息的快速流動(dòng)有助于鏈上資源要素的流動(dòng)，在增強(qiáng)企業(yè)信貸資源獲取能力、為企業(yè)高效投資提供資金支持的同時(shí)，通過參與各方依據(jù)供應(yīng)鏈金融搭建的平臺(tái)掌握企業(yè)間交易信息、物流信息、生產(chǎn)信息和銷售信息，減少上下游之間交易成本和企業(yè)的非生產(chǎn)性支出［22］，降低監(jiān)督成本并有效監(jiān)督企業(yè)提高生產(chǎn)、銷售和研發(fā)等環(huán)節(jié)的資源整合效率［28］，最終基于正式制度的契約治理和非正式制度的關(guān)系治理雙重維度提高企業(yè)資本投資效率。從技術(shù)創(chuàng)新效率來(lái)看，創(chuàng)新項(xiàng)目具有長(zhǎng)期性和高度不確定性，企業(yè)的融資困境和技術(shù)困境是限制創(chuàng)新效率提高的關(guān)鍵因素［29］。作為一種建立在供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)上的信貸互助模式，一方面，供應(yīng)鏈金融基于其金融屬性搭建的融資平臺(tái)能夠增加企業(yè)的內(nèi)外源融資［30］，提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供堅(jiān)實(shí)的資金支撐；另一方面，在供應(yīng)鏈關(guān)系中，由于供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)是潛在互補(bǔ)資源的重要來(lái)源及形成差異化優(yōu)勢(shì)的重要環(huán)境，企業(yè)可以通過以點(diǎn)帶面的方式與供應(yīng)鏈關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中更多的伙伴企業(yè)建立深層業(yè)務(wù)往來(lái)，實(shí)現(xiàn)供應(yīng)鏈上下游企業(yè)之間的信息傳遞與溝通合作［19］，加強(qiáng)供應(yīng)鏈企業(yè)之間科研資源與技術(shù)的合作交流與共享并驅(qū)動(dòng)生產(chǎn)要素迭代升級(jí)，降低創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，提高創(chuàng)新活動(dòng)的成功率與創(chuàng)新質(zhì)量［8］。由于資本投資效率和技術(shù)創(chuàng)新效率的提高意味著企業(yè)擁有較強(qiáng)的內(nèi)外部資源整合與優(yōu)化能力。資源整合作為企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的重要手段，在企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理中發(fā)揮著“價(jià)值互換”的作用，是企業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要驅(qū)動(dòng)因素。因此，供應(yīng)鏈金融通過提高企業(yè)資源整合效率，進(jìn)而提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率?；诖耍P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b：供應(yīng)鏈金融能夠通過提高資源整合效率進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2007—2021年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究樣本。上市公司基本特征和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。參考已有文獻(xiàn)，剔除金融行業(yè)、已退市、IPO當(dāng)年及以前的公司樣本，剔除股票受到特別處理的公司年度樣本，剔除主要變量缺失的樣本。為了避免異常值的影響，本文進(jìn)一步對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行雙側(cè)1%的縮尾處理，同時(shí)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面的Cluster處理。

（二） 變量定義

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率。本文借鑒魯曉東和連玉君［31］的做法，運(yùn)用LP法和OP法測(cè)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平（TFP_LP/TFP_OP） 對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行衡量。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為供應(yīng)鏈金融（lnSCF）。用供應(yīng)鏈金融涉入程度衡量。現(xiàn)階段，學(xué)術(shù)界對(duì)供應(yīng)鏈金融涉入程度的測(cè)度沒有達(dá)成共識(shí)。本文使用關(guān)鍵詞頻定量分析方法對(duì)供應(yīng)鏈金融涉入程度進(jìn)行測(cè)度。具體操作如下：首先，根據(jù)供應(yīng)鏈金融業(yè)態(tài)和產(chǎn)品特征將其應(yīng)用模式細(xì)分為“應(yīng)收類、預(yù)付類、存貨類、綜合類”四類，下設(shè)更詳細(xì)的關(guān)鍵詞詞譜。其次，使用Python功能詳細(xì)統(tǒng)計(jì)關(guān)鍵詞在公司年度財(cái)務(wù)報(bào)表中出現(xiàn)的頻次，將其作為該企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融程度的初始衡量指標(biāo)。最后，用詞頻數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)作為供應(yīng)鏈金融涉入程度的測(cè)算指標(biāo)。

⒊機(jī)制變量

為了分析信貸資源配置機(jī)制，本文選取機(jī)制變量如下：信貸規(guī)模（Debt_size），本文借鑒葉康濤等［32］的做法，用現(xiàn)金流量表中“取得借款收到的現(xiàn)金”與總資產(chǎn)之比衡量信貸規(guī)模。信貸價(jià)格（Debt_price），本文借鑒王玨等［33］的做法，用財(cái)務(wù)費(fèi)用率衡量信貸價(jià)格，其中，財(cái)務(wù)費(fèi)用率為財(cái)務(wù)費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入之比。為了分析資源整合效率機(jī)制，本文選取機(jī)制變量如下：企業(yè)非效率投資（Inveff），用Richardson模型測(cè)量企業(yè)非效率投資［34］。創(chuàng)新績(jī)效（CT），用上市公司及聯(lián)營(yíng)合營(yíng)公司專利被引用次數(shù)加1的自然對(duì)數(shù)衡量。

⒋調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量為資產(chǎn)回報(bào)率（Roa），用企業(yè)當(dāng)年凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)衡量。

5.控制變量

本文借鑒宋敏等［17］的做法，選取如下控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），用企業(yè)當(dāng)年末總負(fù)債/當(dāng)年末總資產(chǎn)衡量；董事會(huì)規(guī)模（Board），用董事會(huì)人數(shù)加1的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量；獨(dú)立董事比例（Indboard），用獨(dú)立董事人數(shù)與董事總?cè)藬?shù)之比衡量；機(jī)構(gòu)投資者持股比例（InsInvestor），用機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)占總股數(shù)的比例衡量；企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe），該變量為啞變量，國(guó)有企業(yè)取1，非國(guó)有企業(yè)取0；營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth），用當(dāng)年?duì)I業(yè)收入較上年的增長(zhǎng)率衡量；股權(quán)集中度（Top1），用第一大股東持股比例衡量；企業(yè)年齡（Age），用公司上市年限加1的自然對(duì)數(shù)衡量。

（三） 模型設(shè)定

⒈基準(zhǔn)回歸模型

為了檢驗(yàn)供應(yīng)鏈金融與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本文設(shè)定基準(zhǔn)回歸模型如下：

TFPit = α + βlnSCFit + γControlsit + δt + μi + εit （ 1）

其中，i和t分別表示企業(yè)和年份，TFP 表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率，lnSCF 表示供應(yīng)鏈金融，Controls表示控制變量，δ表示年份固定效應(yīng)，μ表示行業(yè)固定效應(yīng)，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文主要關(guān)注解釋變量lnSCF的系數(shù)，若β顯著為正，表明供應(yīng)鏈金融能顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

⒉機(jī)制分析模型

為了檢驗(yàn)供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響的信貸資源配置機(jī)制和資源整合效率機(jī)制，本文借鑒江艇［35］的做法，設(shè)定模型如下：

Mediatorit = α + α1lnSCFit + γControlsit + δt + μi + εit （ 2）

其中，Mediator分別表示信貸規(guī)模（Debt_size）、信貸價(jià)格（Debt_price）、企業(yè)非效率投資（Inveff） 和創(chuàng)新績(jī)效（CT） 4個(gè)機(jī)制變量，其余變量定義與模型（1） 相同。

3. 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)供應(yīng)鏈金融對(duì)信貸資源配置效率的影響，本文構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停唧w如下：

DeltaLoanit = α + α1lnSCFit + α2lnSCFit × Roai，t + 1 + γControlsit + δt + μi + εit （ 3）

其中，DeltaLoan表示企業(yè)當(dāng)年銀行貸款的凈變化額（長(zhǎng)短期貸款合計(jì)變動(dòng)額），lnSCF與未來(lái)一期Roa交互項(xiàng)的系數(shù)表示信貸資源配置效率，其余變量定義與模型（1） 相同。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。由表1可知，用LP法計(jì)算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值為9. 034，中位數(shù)為8. 934，這表明數(shù)據(jù)無(wú)明顯偏態(tài)；用OP法計(jì)算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值為6. 600，中位數(shù)為6. 503，均與現(xiàn)有研究結(jié)果十分接近。lnSCF的均值為0. 297，標(biāo)準(zhǔn)差為0. 626，這說明企業(yè)開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)的差異較大。信貸規(guī)模（Debt_size） 和信貸價(jià)格（Debt_price） 的均值分別為0. 182和0. 018。企業(yè)非效率投資（Inveff） 的均值為0. 023。創(chuàng)新績(jī)效（CT） 的均值為2. 049，標(biāo)準(zhǔn)差為1. 769，這說明企業(yè)之間創(chuàng)新績(jī)效的差異較為明顯。其他控制變量的統(tǒng)計(jì)特征均與以往研究相近。

四、實(shí)證分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

供應(yīng)鏈金融影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。其中，被解釋變量分別為采用LP法和OP法計(jì)算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為了分析的準(zhǔn)確性，在控制變量中納入了Roa，每列回歸均控制了年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。表2列（1） 和列（2） 結(jié)果顯示，加入所有控制變量后，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，這表明供應(yīng)鏈金融顯著提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

（二） 內(nèi)生性處理

1.安慰劑檢驗(yàn)

本文可能存在其他未被觀測(cè)到的因素或隨機(jī)因素影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為了排除這種可能性，本文借鑒劉瑞明等［36］的做法，在樣本期間內(nèi)，對(duì)供應(yīng)鏈金融進(jìn)行隨機(jī)賦值，生成相應(yīng)的偽供應(yīng)鏈金融，并且運(yùn)用模型（1） 重復(fù)1 000次回歸。若隨機(jī)賦值后，偽供應(yīng)鏈金融的系數(shù)依然顯著，則表明存在未觀測(cè)到的因素影響了企業(yè)全要素生產(chǎn)率；反之，則說明供應(yīng)鏈金融確實(shí)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著提升效應(yīng)。圖1和圖2分別是采用LP法和OP法計(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率下偽供應(yīng)鏈金融t值的核密度圖。由圖1和圖2可知，偽供應(yīng)鏈金融的t值大部分集中在0附近，且均遠(yuǎn)小于表2中真實(shí)供應(yīng)鏈金融的t值，這說明供應(yīng)鏈金融顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.工具變量法

本文的實(shí)證結(jié)果可能會(huì)受到某些未被觀測(cè)到的因素影響，遺漏變量問題也可能導(dǎo)致供應(yīng)鏈金融的系數(shù)存在偏差。另外，高生產(chǎn)率企業(yè)的供應(yīng)鏈金融需求規(guī)模可能更大，因此，可能存在反向因果問題。本文采用工具變量法減少上述內(nèi)生性問題。本文借鑒宋敏等［17］的做法，首先，選取三個(gè)與企業(yè)所在省份GDP水平相近的地級(jí)市。其次，計(jì)算選定的地級(jí)市內(nèi)所有上市公司供應(yīng)鏈金融涉入程度的均值，以此作為供應(yīng)鏈金融的工具變量（IV）。GDP水平相近意味著地級(jí)市內(nèi)企業(yè)供應(yīng)鏈金融涉入程度與其他三個(gè)地級(jí)市內(nèi)企業(yè)有明顯相似性。并且在省份相同的條件下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的不同地級(jí)市仍享有相同的經(jīng)濟(jì)政策待遇。此外，其他地級(jí)市企業(yè)的供應(yīng)鏈金融發(fā)展水平并不會(huì)直接對(duì)目標(biāo)地級(jí)市企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生直接影響。因此，工具變量（IV） 滿足相關(guān)性和外生性的要求。

本文對(duì)供應(yīng)鏈金融進(jìn)行Durbin?Wu?Hausman檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，以TFP_LP、TFP_OP為被解釋變量時(shí)，DWH統(tǒng)計(jì)量分別為2. 931和3. 173，對(duì)應(yīng)P值為0. 087和0. 075，這表明基準(zhǔn)回歸模型中的供應(yīng)鏈金融變量存在內(nèi)生性問題。對(duì)模型（1） 進(jìn)行工具變量的兩階段回歸結(jié)果如表3所示，其中，表3列（1） 為第一階段的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，IV的系數(shù)在1%水平下顯著為正，這表明同一省份中GDP相近的三個(gè)城市的平均供應(yīng)鏈金融發(fā)展水平越高，該地區(qū)的供應(yīng)鏈金融水平越高。表3列（2） 和列（3） 為第二階段的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，lnSCF的系數(shù)在1%水平下顯著為正。這說明用工具變量緩解內(nèi)生性問題后，本文的核心結(jié)論仍然保持穩(wěn)健。

3.熵平衡法

為了解決可能存在的樣本選擇偏誤問題，本文采用熵平衡法進(jìn)一步檢驗(yàn)。熵平衡法是指將控制變量的一階矩、二階矩和三階矩作為約束條件進(jìn)行逐年匹配，計(jì)算出熵平衡的權(quán)重值，從而緩解非隨機(jī)處理效應(yīng)。鑒于熵平衡法可以最大程度地降低樣本選擇問題對(duì)已有結(jié)果的干擾，本文采用熵平衡法進(jìn)行處理，回歸結(jié)果如表3列（4） 和列（5） 所示，結(jié)果顯示，lnSCF的系數(shù)仍然在1%水平下顯著為正，再次驗(yàn)證了上文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

⒈延長(zhǎng)觀測(cè)窗口

為了探究供應(yīng)鏈金融能否在長(zhǎng)周期內(nèi)保持對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的穩(wěn)定正向作用，本文對(duì)解釋變量（lnSCF） 和被解釋變量（TFP_LP、TFP_OP） 采取了滯后和前置處理。結(jié)果顯示，lnSCF的三個(gè)滯后項(xiàng)和前置項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正。這說明供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在較長(zhǎng)的時(shí)間周期內(nèi)具有顯著的疊加效果，這進(jìn)一步為本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)論提供了佐證。

⒉剔除部分樣本

供應(yīng)鏈金融和企業(yè)全要素生產(chǎn)率均可能受到外部經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境的影響，特別是金融危機(jī)和市場(chǎng)極端波動(dòng)均可能導(dǎo)致供應(yīng)鏈金融低效或者無(wú)效，從而影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，為了避免研究結(jié)論可能受外在沖擊的影響和干擾，本文選擇2008年國(guó)際金融危機(jī)和2015年股市暴跌作為樣本剔除的時(shí)點(diǎn)并考慮了其影響后果。具體地，首先，本文將樣本限制在2010年之后以消除國(guó)際金融危機(jī)的影響。其次，剔除2015年之后的樣本。最后，進(jìn)一步考慮兩次危機(jī)帶來(lái)的潛在影響，利用2011—2014年間的樣本重新進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，在逐步剔除樣本的過程中，供應(yīng)鏈金融提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究結(jié)論仍然成立。

⒊替換解釋變量

為了進(jìn)一步避免度量誤差問題，本文借鑒Gelsomino等［11］ 的做法，用企業(yè)是否參與供應(yīng)鏈金融的虛擬變量（IFSCF） 衡量供應(yīng)鏈金融涉入程度，當(dāng)供應(yīng)鏈金融詞頻大于0時(shí)，IFSCF取值為1，否則取值為0。將模型（1） 的解釋變量替換為供應(yīng)鏈金融的虛擬變量重新進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，IFSCF對(duì)TFP_LP和TFP_OP都具有顯著的正向影響，本文研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。這也進(jìn)一步表明企業(yè)是否參與供應(yīng)鏈金融和企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融的程度都會(huì)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)一步證實(shí)了本文的研究結(jié)論。

⒋加入公司固定效應(yīng)

為了進(jìn)一步減少開展供應(yīng)鏈金融的企業(yè)與未開展供應(yīng)鏈金融的企業(yè)之間固有的特征差異帶來(lái)的結(jié)果估計(jì)偏差，本文加入公司固定效應(yīng)進(jìn)一步控制個(gè)體特征對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的干擾。結(jié)果顯示，lnSCF的系數(shù)仍然顯著為正，這表明供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不因個(gè)體特征而改變，上文研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

⒌考慮地區(qū)因素的影響

本文參照現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究文獻(xiàn)的做法，增加如下控制變量以減少遺漏變量可能帶來(lái)的估計(jì)偏誤。具體包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（CY），用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比度量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用公司注冊(cè)地所在省份人均GDP 的自然對(duì)數(shù)（GDP_r） 和GDP 增長(zhǎng)率（GDP_g） 衡量；城市化水平（CS），用人口密度的自然對(duì)數(shù)衡量；金融發(fā)展水平（JR），用地區(qū)機(jī)構(gòu)存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量；市場(chǎng)化水平（Market），用《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中的市場(chǎng)化總指數(shù)衡量；利用外資水平（WZ），用外商直接投資占GDP的比重度量。進(jìn)一步控制上述因素后的回歸結(jié)果顯示，解釋變量的系數(shù)在1%水平下仍然顯著為正。這一結(jié)果表明在考慮地區(qū)因素后，參與供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向作用的結(jié)論依舊穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

（一） 中介機(jī)制和調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

⒈信貸資源配置機(jī)制的回歸結(jié)果與分析

運(yùn)用模型（2） 檢驗(yàn)信貸資源配置機(jī)制的回歸結(jié)果如表4列（1） 和列（2） 所示，從中可以看出，lnSCF與Debt_size的系數(shù)在1%水平下顯著為正，lnSCF與Debt_price的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，這表明供應(yīng)鏈金融不僅能顯著增加企業(yè)的信貸規(guī)模，還能顯著降低企業(yè)的信貸價(jià)格。企業(yè)融資約束的緩解、融資規(guī)模的提高與融資價(jià)格的降低是推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要基礎(chǔ)［37］。這一結(jié)果論證了供應(yīng)鏈金融能夠通過優(yōu)化信貸資源配置進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)2a得以驗(yàn)證。

⒉資源整合效率機(jī)制的回歸結(jié)果與分析

本文分別從以企業(yè)非效率投資為代表的資本投資效率和以專利引用為代表的技術(shù)創(chuàng)新效率兩個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn)用模型（2） 檢驗(yàn)資本投資效率的回歸結(jié)果如表4列（3） 所示，從中可以看出，lnSCF與Inveff的系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，這說明供應(yīng)鏈金融有效地降低了企業(yè)非效率投資，即提高了投資效率。這表明供應(yīng)鏈金融對(duì)資源整合效率具有積極影響，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。運(yùn)用模型（2） 檢驗(yàn)技術(shù)創(chuàng)新效率機(jī)制的回歸結(jié)果如表4列（4） 所示，從中可以看出，lnSCF與CT的系數(shù)在1%水平下顯著為正，這說明供應(yīng)鏈金融提高了創(chuàng)新績(jī)效。由于企業(yè)資源整合效率的提高是推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的關(guān)鍵。以上結(jié)果表明，提高資源整合效率是供應(yīng)鏈金融推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的機(jī)制，假設(shè)2b得以驗(yàn)證。

⒊調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文運(yùn)用模型（3） 檢驗(yàn)信貸資源配置效率的回歸結(jié)果如表4列（5） 所示，從中可以看出，lnSCF與未來(lái)一期Roa交互項(xiàng)的系數(shù)在5%水平下顯著為正，這表明供應(yīng)鏈金融能幫助銀行識(shí)別有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)?？梢?，供應(yīng)鏈金融不僅能幫助銀行甄別有資金需求的企業(yè)，還能發(fā)揮其對(duì)企業(yè)的鑒別作用，引導(dǎo)信貸資源的有效配給，實(shí)現(xiàn)信貸資源的優(yōu)化配置，這進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2a。

（二） 異質(zhì)性分析

⒈市場(chǎng)環(huán)境異質(zhì)性

宋敏等［17］認(rèn)為，供應(yīng)鏈金融與傳統(tǒng)金融互補(bǔ)。在市場(chǎng)環(huán)境較好的地區(qū)，由于金融機(jī)構(gòu)信息透明度高，信貸資源配置效率、資金使用效率和投資機(jī)會(huì)識(shí)別度也相對(duì)較高，因而供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響相對(duì)有限。本文采用《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2019）》中的要素市場(chǎng)發(fā)育指數(shù)衡量地區(qū)市場(chǎng)環(huán)境。按照前推的方法補(bǔ)充缺失年份數(shù)據(jù)，根據(jù)公司注冊(cè)地進(jìn)行匹配。在此基礎(chǔ)上，本文以樣本年度均值作為劃分市場(chǎng)環(huán)境狀況的標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為市場(chǎng)環(huán)境較好和市場(chǎng)環(huán)境較差兩組，進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表5列（1） —列（4） 所示，從中可以看出，無(wú)論是在市場(chǎng)環(huán)境較好還是市場(chǎng)環(huán)境較差的地區(qū)，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在市場(chǎng)環(huán)境較差的地區(qū)，供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更強(qiáng)。即供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用在市場(chǎng)環(huán)境較差的地區(qū)更為明顯。

⒉行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度異質(zhì)性

伊志宏等［38］發(fā)現(xiàn)，激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境會(huì)促使企業(yè)在更大程度上降低資金供需雙方的信息不對(duì)稱程度，企業(yè)處在缺乏競(jìng)爭(zhēng)的環(huán)境中會(huì)面臨更加嚴(yán)重的信息不對(duì)稱和信貸資源配置扭曲問題。為進(jìn)一步探究行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)供應(yīng)鏈金融提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文采用銷售額為基準(zhǔn)計(jì)算的赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI） 作為行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的代理變量，該數(shù)值越大，表明行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度越小。具體而言，本文將赫芬達(dá)爾指數(shù)低于年度行業(yè)中位數(shù)的行業(yè)劃分為競(jìng)爭(zhēng)程度相對(duì)較強(qiáng)的行業(yè)，高于中位數(shù)的行業(yè)劃分為競(jìng)爭(zhēng)程度相對(duì)較弱的行業(yè)，進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表5列（5）—列（8） 所示，從中可以看出，在兩個(gè)組別中，lnSCF的系數(shù)均顯著為正。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，雖然在競(jìng)爭(zhēng)激烈和缺乏競(jìng)爭(zhēng)的行業(yè)，供應(yīng)鏈金融都能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但這種提升作用在缺乏競(jìng)爭(zhēng)的行業(yè)中更為突出。這也從行業(yè)層面證實(shí)了供應(yīng)鏈金融能夠通過緩解低競(jìng)爭(zhēng)度行業(yè)中的信息不對(duì)稱和資源配置扭曲問題進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

⒊融資約束異質(zhì)性

融資約束的存在會(huì)通過影響資源的有效配置，進(jìn)而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。本文使用-0. 737×Size+0. 043×Size2-0. 04×Age計(jì)算融資約束指數(shù)，取其絕對(duì)值作為融資約束的衡量指標(biāo)，融資約束指數(shù)的絕對(duì)值越大，表明企業(yè)融資約束越大。本文以融資約束指數(shù)絕對(duì)值的行業(yè)年度中位數(shù)作為分組標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為兩組，進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表6列（1） —列（4） 所示，從中可以看出，無(wú)論是在融資約束程度高還是在融資約束程度低的企業(yè)中，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，相比于融資約束程度較低的企業(yè)，融資約束程度較高的企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融對(duì)其全要素生產(chǎn)率的提升效果更為明顯。這一結(jié)果從企業(yè)融資角度進(jìn)一步印證了供應(yīng)鏈金融作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的信貸資源配置優(yōu)化機(jī)制。

⒋信息披露質(zhì)量異質(zhì)性

企業(yè)對(duì)外披露的信息質(zhì)量直接影響著企業(yè)內(nèi)外部的信息不對(duì)稱。信息不對(duì)稱直接影響企業(yè)的信貸資源配置效率和資源整合效率。相比于信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)，信息披露質(zhì)量較低的企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融對(duì)信息披露質(zhì)量的提高更為明顯，無(wú)論是通過銀企信息不對(duì)稱程度的緩解提升信貸資源配置效率，還是通過企業(yè)之間信息不對(duì)稱的緩解提高資源整合效率，都發(fā)揮更大的推動(dòng)作用，進(jìn)而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。因此，本文借鑒已有研究的做法，采用KV指數(shù)衡量上市公司信息披露質(zhì)量，該值越大，企業(yè)信息披露質(zhì)量越低。

本文將樣本按行業(yè)年度中位數(shù)劃分為信息披露質(zhì)量高和信息披露質(zhì)量低兩組，進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表6列（5） —列（8） 所示，從中可以看出，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響無(wú)論在信息披露質(zhì)量較高還是信息披露質(zhì)量較低的樣本中都顯著存在。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)驗(yàn)P值分別在1%和10%水平下顯著為正，這說明對(duì)于信息披露質(zhì)量較低的樣本，供應(yīng)鏈金融產(chǎn)生的信息環(huán)境改善效應(yīng)和信息不對(duì)稱緩解效應(yīng)更加突出。因此，通過優(yōu)化信貸資源配置和資源整合對(duì)這類企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升效應(yīng)更加明顯。

⒌供應(yīng)鏈集中度異質(zhì)性

供應(yīng)鏈金融建立在供應(yīng)鏈關(guān)系的基礎(chǔ)上，其重要的體現(xiàn)維度是供應(yīng)鏈集中度。高供應(yīng)鏈集中度促使企業(yè)與客戶（供應(yīng)商） 建立更緊密的交易關(guān)系，為尋求建立長(zhǎng)期合作關(guān)系，企業(yè)與客戶（供應(yīng)商） 會(huì)積極地進(jìn)行長(zhǎng)期、高頻次的業(yè)務(wù)往來(lái)以強(qiáng)化合作關(guān)系、增加投資機(jī)會(huì)，這能夠?yàn)楣?yīng)鏈金融發(fā)揮作用提供長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系保障。本文用前五大客戶的銷售額占全年銷售總額的比例衡量客戶集中度，用前五大供應(yīng)商的采購(gòu)額占全年采購(gòu)總額的比例衡量供應(yīng)商集中度，并分別按照客戶集中度、供應(yīng)商集中度的年度行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行分組回歸。結(jié)果如表7列（1） —列（8） 所示，從中可以看出，無(wú)論是客戶（供應(yīng)商） 集中度較高組還是客戶（供應(yīng)商） 集中度較低組，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正?？蛻艏卸群凸?yīng)商集中度的組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)驗(yàn)P值在1%或5%水平下顯著為正，這說明相對(duì)于低供應(yīng)鏈集中度即供應(yīng)鏈關(guān)系較弱的公司，強(qiáng)供應(yīng)鏈關(guān)系下，供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更加明顯。這一方面證實(shí)了只有以良好的供應(yīng)鏈關(guān)系為基礎(chǔ)，供應(yīng)鏈金融才能發(fā)揮作用；另一方面也印證了供應(yīng)鏈關(guān)系在人力、技術(shù)和知識(shí)等資源整合中發(fā)揮的基礎(chǔ)性作用。

⒍供應(yīng)鏈整合度異質(zhì)性

本文借鑒Modi和Mabert［39］ 的做法，用供應(yīng)鏈效率代表供應(yīng)鏈整合水平，選擇庫(kù)存周轉(zhuǎn)率（ITR） 作為供應(yīng)鏈效率的代理變量，分組回歸結(jié)果如表8列（1） —列（4） 所示，從中可以看出，無(wú)論是在供應(yīng)整合度較強(qiáng)還是在供應(yīng)鏈整合較弱的組別中，lnSCF的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，即供應(yīng)鏈金融均對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有提升效應(yīng)。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)驗(yàn)P值均在1%水平下顯著為正，這表明供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)在供應(yīng)鏈整合度較強(qiáng)的背景下能夠得到更好的發(fā)揮，這也印證了供應(yīng)鏈金融資源整合機(jī)制。

⒎供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度異質(zhì)性

本文借鑒于小悅等［9］ 的做法，選取企業(yè)專業(yè)化分工程度（Vsi） 和企業(yè)縱向一體化水平（Vas） 兩個(gè)變量衡量供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度。其中，企業(yè)縱向一體化水平的計(jì)算公式為：Vas=（增加值-凈利潤(rùn)+凈資產(chǎn)×平均凈資產(chǎn)收益率） /（主營(yíng)業(yè)務(wù)收入-凈利潤(rùn)+凈資產(chǎn)×平均凈資產(chǎn)收益率），增加值等于企業(yè)銷售額與采購(gòu)額的差額，Vsi=1-Vas。分組回歸結(jié)果如表8列（5） —列（8） 所示，從中可以看出，無(wú)論是在供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度較高還是在供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度較低的企業(yè)中，lnSCF的系數(shù)均顯著為正。組間系數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果顯示，相較于專業(yè)化分工程度較低的企業(yè)，在專業(yè)化分工程度較高的企業(yè)內(nèi)，供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)明顯更大，這進(jìn)一步證實(shí)了資源整合能力好的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升受到供應(yīng)鏈金融的助推效應(yīng)更加突出。這也從企業(yè)分工程度視角論證了供應(yīng)鏈金融作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的資源整合機(jī)制。

六、研究結(jié)論與政策建議

（一） 研究結(jié)論

本文以2007—2021年中國(guó)A股上市公司為研究樣本，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響及其作用機(jī)制。34779c8dd3d0a84ddcfef9b20b93d196基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，供應(yīng)鏈金融能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，且這一關(guān)系在經(jīng)過內(nèi)生性處理和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制分析結(jié)果表明，供應(yīng)鏈金融通過優(yōu)化信貸資源配置和提高資源整合效率兩個(gè)機(jī)制促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，市場(chǎng)環(huán)境較差、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較小、融資約束程度較高、信息披露質(zhì)量較差、供應(yīng)鏈集中度較高、供應(yīng)鏈整合度較強(qiáng)、供應(yīng)鏈專業(yè)化分工程度較高時(shí)，供應(yīng)鏈金融對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應(yīng)更加明顯。

（二） 政策建議

供應(yīng)鏈金融能夠通過優(yōu)化信貸資源配置和提高資源整合效率推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，因此，基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議：

第一，政府應(yīng)細(xì)化政策支持，不斷完善和創(chuàng)新供應(yīng)鏈金融制度環(huán)境。供應(yīng)鏈金融有效緩解了企業(yè)與利益相關(guān)方之間的信息不對(duì)稱程度，促進(jìn)了信貸資源的優(yōu)化配置和資源整合效率的提升。因此，政府相關(guān)部門應(yīng)繼續(xù)深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，加大信用體系建設(shè)和利率市場(chǎng)化改革，為供應(yīng)鏈金融提供良好的外部發(fā)展環(huán)境。此外，還應(yīng)該以政府為主導(dǎo)建立專門的供應(yīng)鏈金融信息服務(wù)平臺(tái)，發(fā)揮政府的組織協(xié)調(diào)作用，為金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)、監(jiān)管部門等供應(yīng)鏈金融參與主體的信息公開、傳遞、共享提供平臺(tái)和制度保障，從而滿足各方需求，實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。

第二，企業(yè)應(yīng)積極開展供應(yīng)鏈金融的創(chuàng)新發(fā)展。供應(yīng)鏈金融是企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率的重要工具。供應(yīng)鏈涉入企業(yè)應(yīng)積極拓展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，努力構(gòu)建核心企業(yè)、中小企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間良性互動(dòng)和持續(xù)發(fā)展的供應(yīng)鏈金融生態(tài)體系，通過優(yōu)化企業(yè)乃至供應(yīng)鏈整體的信貸資源配置、提高企業(yè)資源整合效率，提高供應(yīng)鏈整體競(jìng)爭(zhēng)力。尤其是信貸資源配置環(huán)境較差和資源整合效率相對(duì)較高的企業(yè)，更應(yīng)該充分利用供應(yīng)鏈金融，積極與金融機(jī)構(gòu)合作，開展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，最大程度地實(shí)現(xiàn)供應(yīng)鏈金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的預(yù)期效應(yīng)。

第三，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)強(qiáng)化產(chǎn)品創(chuàng)新，因企施策對(duì)接需求。供應(yīng)鏈金融的出現(xiàn)為金融機(jī)構(gòu)更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供了幫助。這種將商流、物流、資金流與信息流結(jié)合的新型融資模式能夠幫助金融機(jī)構(gòu)在降低風(fēng)險(xiǎn)管控成本的同時(shí)拓展新的業(yè)務(wù)，實(shí)現(xiàn)實(shí)體企業(yè)和金融機(jī)構(gòu)的互利共贏。隨著新興技術(shù)的發(fā)展，供應(yīng)鏈金融也在不斷豐富其內(nèi)涵和模式。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)與供應(yīng)鏈核心企業(yè)、物流企業(yè)和金融科技企業(yè)等積極溝通合作，不斷創(chuàng)新產(chǎn)品服務(wù)體系和金融服務(wù)平臺(tái)，結(jié)合不同的企業(yè)特征、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和要素發(fā)展水平，開發(fā)具有針對(duì)性和綜合性的高質(zhì)量融資產(chǎn)品，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升提供支撐。

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（責(zé)任編輯：巴紅靜）