方海情
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摘要：在经济全球化及区域一体化持续推进下，企业供应链创新成为激发区域经济社会发展活力、消除区域壁垒限制的关键。文章以企业供应链创新和区域经济协同发展之间的内在作用机理展开研究，提出“供应链创新要素—区域协同机制—经济发展效应”的假设机制。以我国选取2014—2023年多个省面板数据为样本，采用固定效应模型、中介效应模型和异质性检验模型实证研究企业供应链创新的作用机制和作用路径。研究发现，企业供应链创新通过资源配置协同、企业间产业关联、制度环境适应三类路径推进区域经济协同发展，核心解释变量供应链创新指数随之增加，相应区域经济协同度均上升0.32个单位；从区域异质性角度考察，东部驱动效应最大，中部和西部受到基础设施投资和人力资本约束的效应相对不明显；敏感性和内生性分析结果证明核心结论的稳健性。进而提出差异化创新、构建区域协同机制、做好要素保障等措施，旨在促进区域经济协同高质量发展。

关键词：供应链管理创新；区域经济协同；驱动路径；异质性分析

一、引言

在“双循环”新发展格局背景下，推动区域经济协同发展成为解决区域经济发展不平衡不充分的根本路径。企业作为区域经济协同合作的主导参与主体，供应链管理的创新演进助推区域经济活动协同程度提升，决定区域资源、要素流动和分工格局。诚然，从实际角度来看，我国区域内发展尚未清除障碍：一是在区域间，东部发达与中西部发展中等和欠发达地区由于供应链管理的基础设施、知识和技术水平等方面存在巨大差异，引起优秀的资源在一定程度上向中心城市聚集；二是在同一区域内，城市间“趋同化竞争”“资源错配”问题，由于缺少供应链管理的合作，区域内城市间的竞争也直接影响城市及其所在区域的发展和竞争力，如何通过企业供应链管理创新发展及打破区域壁垒，对于推动我国区域经济发展具有深远意义。基于此，文章以企业供应链管理创新对区域经济协同发展的驱动路径展开研究，旨在为广大学者提供参考帮助及建议。

二、研究假设

中小企业是区域经济发展的重要引擎，但融资难问题长期制约其发展潜力，进而影响区域经济的整体活力。供应链金融作为一种新兴的融资模式，通过重构信息生成与传递机制、降低融资成本、提升信用水平等多维度创新，有效破解了中小企业融资中的信息不对称与信用缺失难题，显著提升了融资效率与企业创新能力。因此，供应链金融应通过完善信息共享机制、提升风控能力与信用水平、推动区域化与差异化发展、深化金融科技与供应链金融的融合，推动中小企业与区域经济协同发展。

根据资源依赖理论，企业供应链管理创新有助于消除资源流动性和地域方面壁垒，通过创建供应链关系，来建立与供应链成员企业的合作关系，实现不同空间区域间资源（资金、技术及人力资源等）的最优配置与共享，全面提升区域间经济协同合作程度，现提出如下假设：

H1：企业供应链管理创新对区域经济协同发展具有显著的正向驱动效应

供应链管理创新对区域经济协调发展的影响，研究认为供应链管理创新借助网络化信息技术平台使得供应链中供需间信息更为准确，可以缓解资源“过剩”与“稀缺”的矛盾，提高区域资源配置效率。现提出如下假设：

H2：资源配置优化在企业供应链管理创新与区域经济协同发展之间发挥中介作用

供应链管理创新可推动上下游企业建立稳定的合作关系，形成跨区域产业集群，强化区域间产业关联度，进而促进产业分工深化与协同发展。现提出如下假设：

H3：产业关联强化在企业供应链管理创新与区域经济协同发展之间发挥中介作用

供应链管理创新需要完善的制度环境作为保障，而制度环境的优化又能进一步促进区域间合作信任，降低交易成本，形成“创新—制度—协同”的良性循环。现提出如下假设：

H4：制度环境适配在企业供应链管理创新与区域经济协同发展之间发挥中介作用

考虑到我国区域不均衡发展的实际情况，东部地区供应链配套较好、创新资源集中，供应链管理创新的驱动作用会更大，而受基础设施薄弱、人力资本水平不高等因素的影响，中西部地区供应链管理创新的驱动作用较少，现提出如下假设：

H5：企业供应链管理创新对区域经济协同发展的驱动效应存在区域异质性

三、模型构建与变量说明

（一）模型构建

为检验企业供应链管理创新对区域经济协同发展的驱动效应及中介机制，本文构建以下计量经济模型：

1.基准回归模型：

式中：

Collabit—第i个省份第t年的区域经济协同度

SCInnit—核心解释变量企业供应链管理创新指数

Controlsit—控制变量

μi—个体固定效应

λt—时间固定效应

εit—随机误差项。

2.中介效应模型

式中，Medit为中介变量，依次为资源配置优化（ResAllo）、产业关联增强（IndLink）和制度环境适应（InstAdap）。中介效应检验依据Baronand Kenny逐步回归，β1γ2显著为中介效应，γ1显著为部分中介效应，γ1不显著为完全中介效应。

3.异质性分析模型

其中，Easti为东部地区虚拟变量（东部省份取1，否则取0），MidWesti为中西部地区虚拟变量（中西部省份取1，否则取0），通过交互项系数δ1与δ2的差异检验区域异质性。

（二）变量说明

表1 变量揭示

（三）数据来源

研究选样为我国30个省（自治区、直辖市）（除西藏、香港、澳门及中国台湾地区）2014—2023年面板数据，并且其数据主要来自（1）企业层面的数据：《中国工业企业数据库》《中国供应链发展报告》以及上市公司年报；（2）地区层面的数据：《中国统计年鉴》《中国人口与就业统计年鉴》以及《中国科技统计年鉴》；（3）制度环境水平数据：《中国分省份市场化指数报告》以及地方政府统计公报。对于一些数据进行线性插值法和移动平均法对数据进行填补。

四、实证分析

（一）描述性统计

本文各变量描述性统计数据如表2所示。

表2 描述性统计

（二）基准回归结果分析

研究采用固定效应模型对基准回归模型进行估计，同时为确保结果稳健，对比混合OLS与随机效应模型的估计结果，通过Hausman检验确定固定效应模型更适合本文研究（Hausman统计量=28.36，p<0.01）。基准回归结果如表3所示。

表3 基准回归结果

注：表格中括号内为t统计量，***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著

从表3列（3）固定效应模型结果看，核心解释变量供应链管理创新指数（SCInn）的估计值为0.32，且达到1%统计显著性水平，说明企业供应链管理创新对区域经济协同发展会产生显著的正向推进作用，假设H1通过检验。这意味着供应链管理创新指数每增加1个单位，区域经济协同度平均也会增长0.32个单位，也就是说通过发展企业供应链管理创新，有利于清除区域资源流动障碍，推动区域经济协同发展水平。控制变量中，经济发展程度（GDPper）的系数显著为正，这表明区域的经济发展程度越完善，越有利于供应链创新与区域协同发展；基础设施建设程度（Infra）和人力资本程度（HumCap）系数显著为正，说明供应链创新需要完善的基础设施与高智力水平的人力资源支持；对外开放程度（Open）系数显著为正，体现开放经济是发展区域间供应链的推动力；政府干预程度（Gov）系数不显著，造成这一现象的主要因素在于区域政府干预失衡，如存在“越位”“缺位”等问题，无法匹配供应链创新需要。

（三）中介效应分析

为检验供应链管理创新驱动区域经济协同发展的具体路径，本文基于中介效应模型进行逐步回归分析，结果如表4所示。

表4 中介效应

列（2）中SCInn对ResAllo的系数为0.25，1%水平上显著；列（5）中ResAllo对Collab的系数为0.48，1%水平上显著，且SCInn系数下降至0.19，表明资源配置优化具有部分中介效应，假设H2成立；这表明供应链管理创新通过网络平台和协同机制，对区域内的资源进行匹配，降低资源错配程度，促进区域经济协同。表4列（3）显示，SCInn对IndLink的系数为0.31，在1%水平上显著；列（6）显示，IndLink对Collab的系数为0.35，在1%水平上显著，SCInn的系数降至0.21（仍显著），说明产业关联强化发挥部分中介效应，假设H3成立。供应链管理创新推动上下游企业建立跨区域合作网络，形成产业集群效应，强化区域间产业分工与关联，提升区域经济协同水平。表4列（4）显示，SCInn对InstAdap的系数为0.28，在1%水平上显著；列（7）显示，InstAdap对Collab的系数为0.32，在1%水平上显著，SCInn的系数降至0.22（仍显著），说明制度环境适配发挥部分中介效应，假设H4成立。供应链管理创新需求推动地方政府完善市场规则、加强跨区域合作机制建设，制度环境的优化进一步降低交易成本，促进区域经济协同。

（四）区域异质性分析

为检验供应链管理创新驱动效应的区域差异，本文将样本分为东部地区（11个省份）与中西部地区（19个省份）进行分组回归，结果如表5所示。

表5 区域异质性分析

本研究东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中西部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。SCInn系数在东部地区样本中系数为0.45，且在1%的水平上显著，在中西部地区样本中系数为0.21，且在5%的水平上显著，东部地区系数大于中西部地区系数，说明供应链创新对中部地区与西部地区驱动效应均存在显著性，H5被验证。造成这一现象的原因主要在于：东部地区供应链基础设施完善，信息技术普及，劳动力素质高；中西部地区受基础设施落后、技术人才匮乏等因素的影响，创新所产生的供应链管理创新效应有限。东部地区间联动机制相对成熟，可较好实现供应链创新的联动效应，中西部地区间壁垒更高，阻碍供应链创新效应的传导。

（五）稳健性分析

1.内生性问题处理

研究核心解释变量与被解释变量可能存在内生性问题：一方面，供应链管理创新促进区域经济协同，另一方面，区域经济协同水平的提升也可能推动企业进行供应链管理创新。为解决内生性问题，研究选取“供应链管理创新滞后一期（SCInnit-1）”与“区域内高校物流管理专业毕业生人数占比（Grad）”作为工具变量，采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计。第一阶段回归结果显示，工具变量与核心解释变量显著相关（F统计量=26.89，大于10），不存在弱工具变量问题；第二阶段回归结果显示，SCInn的系数为0.30，在1%水平上显著，与基准回归结果基本一致，说明内生性问题对研究结论影响较小，核心结论稳健。

2.替换核心变量及剔除异常值

（1）替换核心解释变量：将供应链管理创新指数替换为“企业物流费用占营业收入比重的倒数”（物流效率越高，供应链管理水平越高）进行回归，结果显示核心解释变量系数为0.28，在1%水平上显著，与基准回归结论一致。

（2）剔除异常值：采用缩尾处理（1%水平）剔除极端值样本，重新进行回归，SCInn的系数为0.31，在1%水平上显著，结果未发生实质性变化。

五、结论与政策建议

（一）研究结论

研究选取我国30个省份（自治区、直辖市）2014—2023年面板数据，实证分析企业供应链管理创新对区域经济协同发展的影响与路径机理，得出如下结论：

1.企业供应链管理创新对区域经济协同发展具有显著的正向驱动效应，核心解释变量每提升1个单位，区域经济协同度平均提升0.32个单位，这一结论在考虑内生性问题与稳健性检验后依然成立。

2.供应链管理创新通过三条路径驱动区域经济协同发展：资源配置优化、产业关联强化与制度环境适配，且三条路径均发挥部分中介效应，其中资源配置优化的中介效应最强。

3.驱动效应存在显著的区域异质性，东部地区供应链管理创新对区域经济协同发展的驱动效应（系数0.45）显著强于中西部地区（系数0.21），基础设施与人力资本差异是主要原因。

4.控制变量中，经济发展水平、基础设施水平、人力资本水平与对外开放程度均对区域经济协同发展具有正向促进作用，而政府干预程度的影响不显著。

（二）政策建议

1.实施差异化供应链创新策略，释放区域协同潜力

东部地区要突出供应链数字化、智能化创新，加快数字供应链建设，搭建区域之间供应链协同服务平台，让供应链创新与数字经济发展无缝对接，发挥带动引领作用；中西部地区要更加重视供应链设施建设，强化与东部地区供应链协同合作，承接供应链转移，加大力度开展人力资源培养，增强供应链管理人才供给，突破设施和人才“两个短板”。

2.构建多维度区域协同机制，强化供应链创新传导路径

资源层面，搭建跨区域资源共享平台，推进资金、技术、数据等资源自由流动，提高区域资源综合利用率；产业层面，在区域主导产业基础上，打造供应链产业集群，促进上下游企业对接合作，强化区域产业分工，形成“龙头产业带动、配套产业协同”的格局；制度层面，搭建区域协同治理体系，打破区域市场“壁垒”，统一标准和规范，清除地方利益“小算盘”，建立起区域供应链创新发展的政策保障系统，如财政补助、税收减负等，降低供应链创新水平。

3.完善要素保障体系，夯实供应链创新支撑基础

一是健全基础设施，如加大中西部地区物流枢纽和信息基础设施建设力度，提高供应链物流效率和信息流动效率；二是加大人力资本投入，鼓励校企联合开办供应链管理相关专业，并开展相关职技训练，打造供应链复合人才；三是加大对外合作开放力度，积极融入全球供应链体系，引入外资并融入区域供应链体系，增强区域供应链体系的国际化开放程度。

4.优化政府干预方式，提升政策适配性

政府应减少对供应链微观活动的直接干预，重点聚焦制度供给与公共服务，建立供应链创新评价体系与激励机制，鼓励企业开展供应链创新实践；同时，要加强跨区域政府合作，建立区域供应链协同发展联席会议制度，协调解决供应链创新中的区域利益冲突，形成“政府引导、企业主导、市场运作”的良好生态。

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