供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)R & D投資效率的影響：基于融資約束視角

摘要：創(chuàng)新是中小企業(yè)保持競爭力、適應(yīng)市場變化和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。基于2016-2022年創(chuàng)業(yè)板中小企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用三階段DEA分析、面板Tobit模型回歸、二元Logistic回歸等方法，探究供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率的影響。結(jié)果表明，供應(yīng)鏈金融能夠顯著提高中小企業(yè)Ramp;D投資效率，融資約束在二者間發(fā)揮遮掩效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，上述效應(yīng)對供應(yīng)鏈集中度較高的企業(yè)更為顯著。結(jié)論可為發(fā)揮供應(yīng)鏈金融籌資優(yōu)勢，促進(jìn)供應(yīng)鏈生態(tài)系統(tǒng)資源互補(bǔ)、信息共享的協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)形成，進(jìn)而支持中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供理論支持。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈金融；Ramp;D投資效率；三階段DEA；面板Tobit模型；遮掩效應(yīng)

中圖分類號：F273.1"""文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A"""文章編號：1001-7348（2025）01-0102-11

0 引言

創(chuàng)新活動(dòng)有助于中小企業(yè)降低成本、提高效率，提升產(chǎn)品與服務(wù)質(zhì)量，抓住新的商業(yè)機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)多元化經(jīng)營與可持續(xù)發(fā)展。然而，中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)在資金與機(jī)制方面存在短板：一方面，創(chuàng)新活動(dòng)具有周期性、風(fēng)險(xiǎn)性特點(diǎn)^[1]，研究開發(fā)能否成功、研究成果能否順利轉(zhuǎn)化存在不確定性，企業(yè)完全依靠自有資金開展創(chuàng)新活動(dòng)的難度較大。另一方面，中小企業(yè)自主創(chuàng)新意識不強(qiáng)、創(chuàng)新動(dòng)力不足、創(chuàng)新能力較弱^[2]，技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制^[3]、科技成果轉(zhuǎn)化機(jī)制有待完善^[4]，在技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)中的主觀能動(dòng)性較差。因此，如何助力中小企業(yè)紓解融資約束、提升技術(shù)創(chuàng)新能力，成為亟需解決的現(xiàn)實(shí)問題。

隨著大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈及人工智能等技術(shù)發(fā)展，由核心企業(yè)、供應(yīng)鏈節(jié)點(diǎn)企業(yè)、金融機(jī)構(gòu)及物流機(jī)構(gòu)共同構(gòu)建的實(shí)時(shí)化、數(shù)字化、定制化、去中心化供應(yīng)鏈金融生態(tài)體系逐步形成^[5]。供應(yīng)鏈金融業(yè)態(tài)對中小企業(yè)發(fā)展具有推動(dòng)作用，不僅能夠提升中小企業(yè)融資及時(shí)性、便利性，而且可以通過資源互補(bǔ)、信息共享、組織協(xié)調(diào)等方式整合商流、物流、信息流以及資金流，有助于供應(yīng)鏈上的中小企業(yè)創(chuàng)造協(xié)同價(jià)值^[6]。在中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)過程中，供應(yīng)鏈金融發(fā)揮著重要作用：一方面，供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)有助于中小企業(yè)獲得低成本資金，進(jìn)而緩解融資約束，以維持長期穩(wěn)定的研發(fā)資金投入^[7]；另一方面，供應(yīng)鏈金融生態(tài)網(wǎng)絡(luò)中形成的密切伙伴關(guān)系能夠促進(jìn)鏈中企業(yè)業(yè)務(wù)往來、技術(shù)交流以及信息共享，進(jìn)而加速中小企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)形成，促進(jìn)其研發(fā)活動(dòng)順利開展、研發(fā)成果成功轉(zhuǎn)化^[8]。作為評價(jià)創(chuàng)新績效的關(guān)鍵指標(biāo)，Ramp;D投資效率通常用于衡量企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)投入能否有效轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果或其它商業(yè)價(jià)值。供應(yīng)鏈金融能否提高中小企業(yè)Ramp;D投資效率？其對企業(yè)Ramp;D投資效率的作用機(jī)制如何？受到何種因素影響？對上述問題的解答將有助于拓展企業(yè)Ramp;D投資效率前因研究，為中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展提供參考。

本文以創(chuàng)業(yè)板上市中小企業(yè)為樣本，對供應(yīng)鏈金融與中小企業(yè)Ramp;D投資效率間的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行深入探究，主要?jiǎng)?chuàng)新貢獻(xiàn)如下：第一，區(qū)別于以往研究僅關(guān)注創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出^[9-10]，本文運(yùn)用三階段DEA對Ramp;D投資效率進(jìn)行測度，得到的效率值能夠同時(shí)反映企業(yè)研發(fā)資源投入與經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)出情況。第二，基于面板Tobit模型驗(yàn)證供應(yīng)鏈金融對Ramp;D投資效率的直接效應(yīng)，通過二元Logistic回歸構(gòu)建融資約束指數(shù)（FC），進(jìn)一步揭示融資約束在二者間的遮掩效應(yīng)。第三，探討供應(yīng)鏈集中度、客戶集中度對供應(yīng)鏈金融與Ramp;D投資效率關(guān)系的外部調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期豐富影響供應(yīng)鏈金融與企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展關(guān)系鏈條的外部因素，指導(dǎo)中小企業(yè)更好地嵌入供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，緩解資金壓力、構(gòu)建供應(yīng)鏈協(xié)作關(guān)系，從而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 供應(yīng)鏈金融與企業(yè)Ramp;D投資效率

隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、信息技術(shù)發(fā)展，市場競爭逐步由企業(yè)間的價(jià)格競爭轉(zhuǎn)變?yōu)楣?yīng)鏈間的創(chuàng)新競爭^[11]。知識經(jīng)濟(jì)時(shí)代，產(chǎn)品及技術(shù)生命周期日益縮短，新技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)日益顯著，中小企業(yè)研發(fā)能力較弱、可用資源有限，協(xié)同創(chuàng)新成為其發(fā)展壯大的必由之路^[12]。供應(yīng)鏈金融可為中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)發(fā)揮積極作用：一方面，在緩解企業(yè)融資困境的同時(shí)，供應(yīng)鏈金融能夠強(qiáng)化鏈中企業(yè)合作關(guān)系，通過促進(jìn)核心技術(shù)突破組織邊界、在鏈中實(shí)現(xiàn)共享，進(jìn)而構(gòu)建供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新體系，形成供應(yīng)鏈品牌效應(yīng)^[13]。另一方面，供應(yīng)鏈金融能夠推動(dòng)鏈中各主體在風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、需求共贏的共識下開展價(jià)值共創(chuàng)活動(dòng)，進(jìn)而形成資源互補(bǔ)、信息共享的共同經(jīng)營機(jī)制與協(xié)同效應(yīng)。這種協(xié)同不僅表現(xiàn)在資金融通、資源共享方面，而且體現(xiàn)在企業(yè)知識技術(shù)力外溢、供應(yīng)鏈外部技術(shù)共同引進(jìn)等方面^[14]。

本研究認(rèn)為，供應(yīng)鏈金融能夠有效促進(jìn)中小企業(yè)Ramp;D投資效率提升：一方面，供應(yīng)鏈金融可為中小企業(yè)提供多種融資工具和渠道。相較于傳統(tǒng)銀行貸款，供應(yīng)鏈金融更為靈活、便捷，有助于中小企業(yè)獲得更實(shí)惠的資金支持，緩解融資壓力^[15]。此外，供應(yīng)鏈金融能夠促進(jìn)供應(yīng)鏈上下游金融資源流動(dòng)，提高企業(yè)資金周轉(zhuǎn)效率，幫助企業(yè)利用現(xiàn)有資金開展研發(fā)投入，從而為創(chuàng)新活動(dòng)掃清障礙^[16]。另一方面，供應(yīng)鏈金融要求中小企業(yè)積極參與供應(yīng)鏈上下游合作，這促進(jìn)了鏈中企業(yè)業(yè)務(wù)往來、核心技術(shù)交流以及信息資源共享，有利于構(gòu)建具有互信基礎(chǔ)的協(xié)同創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)。此外，供應(yīng)鏈金融能夠通過提高信息透明度幫助中小企業(yè)獲取供應(yīng)商優(yōu)勢、資金流動(dòng)、風(fēng)險(xiǎn)管理等信息，從而更好地協(xié)助企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)^[17]?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H1：供應(yīng)鏈金融能夠提升中小企業(yè)Ramp;D投資效率。

1.2 融資約束的路徑效應(yīng)

相較于傳統(tǒng)銀行借貸融資模式，供應(yīng)鏈金融具有長期穩(wěn)定性、信貸整體性、融資外包性、風(fēng)險(xiǎn)易控性等特點(diǎn)^[18]?，F(xiàn)有研究普遍認(rèn)可供應(yīng)鏈金融能夠緩解企業(yè)融資約束困境的觀點(diǎn)，如韓民等^[19]認(rèn)為，供應(yīng)鏈金融能夠有效緩解企業(yè)融資約束，且產(chǎn)業(yè)融合程度越高，緩解效應(yīng)越顯著；王立清等^[20]通過研究制造業(yè)、建筑業(yè)以及批發(fā)零售業(yè)上市企業(yè)發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)融資約束具有顯著負(fù)向影響，上述負(fù)相關(guān)關(guān)系受產(chǎn)融結(jié)合、戰(zhàn)略承諾的正向調(diào)節(jié)作用；付瑋瓊等^[21]認(rèn)為，供應(yīng)鏈金融能夠通過降低銀企間信息不對稱程度、提高企業(yè)信用質(zhì)量兩種渠道緩解企業(yè)融資約束。

供應(yīng)鏈上的中小企業(yè)可以通過關(guān)系嵌入與業(yè)務(wù)閉合形成復(fù)雜的網(wǎng)狀結(jié)構(gòu)，供應(yīng)鏈中產(chǎn)生的信用在控制風(fēng)險(xiǎn)、降低信息不對稱程度、緩解融資約束方面存在較大優(yōu)勢^[22]：其一，金融機(jī)構(gòu)在評估融資企業(yè)信用質(zhì)量時(shí)，可將企業(yè)納入供應(yīng)鏈關(guān)系網(wǎng)絡(luò)考核，向鏈中多個(gè)企業(yè)提供“批發(fā)式”信用；其二，第三方物流企業(yè)承擔(dān)向金融機(jī)構(gòu)出具倉單的職能，由此進(jìn)一步緩解銀企間信息摩擦；其三，核心企業(yè)的優(yōu)質(zhì)信用能夠借助供應(yīng)鏈傳遞，進(jìn)而降低融資企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)間的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)^[23]。此外，隨著區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)等技術(shù)應(yīng)用，供應(yīng)鏈金融能夠解決傳統(tǒng)銀行借貸的“信息孤島”問題，在嚴(yán)格且有效的內(nèi)部信息共享機(jī)制下，中小企業(yè)融資風(fēng)險(xiǎn)得到進(jìn)一步管控^[24]。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：供應(yīng)鏈金融能夠緩解中小企業(yè)融資約束。

現(xiàn)有研究對企業(yè)融資約束與Ramp;D投資效率的關(guān)系存在不同觀點(diǎn)。一方面，部分研究認(rèn)為企業(yè)融資約束與Ramp;D投資效率呈正相關(guān)關(guān)系。由于股份制企業(yè)中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，企業(yè)股東與管理層存在一定的利益沖突，后者可能通過過度投資行為實(shí)現(xiàn)“自利”^[25]。較為嚴(yán)重的融資約束狀況會(huì)迫使管理層選擇高回報(bào)的研發(fā)項(xiàng)目，進(jìn)而抑制過度投資行為、提高Ramp;D投資質(zhì)量^[26]。因此，融資約束像一把“雙刃劍”，在制約企業(yè)發(fā)展的同時(shí)，能夠促進(jìn)Ramp;D投資效率提高。例如，范海峰等^[27]認(rèn)為，當(dāng)上市企業(yè)存在融資約束時(shí)，資金短缺會(huì)對其Ramp;D投入產(chǎn)生顯著抑制作用，但也會(huì)減少與企業(yè)專業(yè)領(lǐng)域相關(guān)度較低的投資決策，進(jìn)而對其Ramp;D投資效率產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。另一方面，部分研究認(rèn)為企業(yè)融資約束與Ramp;D投資效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Ramp;D投資具有高風(fēng)險(xiǎn)、高不確定性特征且更加依賴內(nèi)部融資，而融資約束不利于Ramp;D投資質(zhì)量提升^[28]。進(jìn)一步地，存在融資約束狀況的企業(yè)，其Ramp;D投資往往依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，其現(xiàn)金持有行為能夠緩解現(xiàn)金流波動(dòng)對Ramp;D投資的沖擊，從而降低調(diào)整成本^[29]。例如，雷鵬等^[30]認(rèn)為，融資約束會(huì)抑制企業(yè)Ramp;D效率提升，是融資約束不利于企業(yè)貨幣薪酬激勵(lì)所致。此外，部分研究認(rèn)為應(yīng)辯證地看待二者關(guān)系。例如，胡海青等（2016）將Ramp;D投資效率分為投資過度與投資不足兩種情況，當(dāng)投資過度時(shí)，Ramp;D投資效率與企業(yè)代理成本有關(guān)，與融資約束呈正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)投資不足時(shí)，Ramp;D投資效率受制于企業(yè)內(nèi)源性融資能力，與融資約束呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H3：融資約束在供應(yīng)鏈金融與中小企業(yè)Ramp;D投資效率間發(fā)揮中介效應(yīng)。

H4：融資約束在供應(yīng)鏈金融與中小企業(yè)Ramp;D投資效率間發(fā)揮遮掩效應(yīng)。

1.3 供應(yīng)鏈集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率的影響不單體現(xiàn)在緩解研發(fā)資金約束方面，實(shí)際上，基于供應(yīng)鏈合作關(guān)系的協(xié)同創(chuàng)新系統(tǒng)能夠促使鏈中各主體在特定運(yùn)作模式下，圍繞共同目標(biāo)以實(shí)現(xiàn)整體利益最大化，在風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)、需求共贏的驅(qū)動(dòng)下，構(gòu)建資源互補(bǔ)與信息共享的共同經(jīng)營機(jī)制。通過梳理現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，在眾多企業(yè)創(chuàng)新影響因素中，企業(yè)、供應(yīng)商以及客戶三者間的供應(yīng)鏈關(guān)系發(fā)揮重要作用。供應(yīng)商與客戶通常持有與企業(yè)優(yōu)勢互補(bǔ)的資源，是企業(yè)創(chuàng)新資源的重要來源，有助于創(chuàng)新活動(dòng)開展?，F(xiàn)有研究指出，企業(yè)能否從供應(yīng)鏈合作伙伴處獲取外部資源支持，往往受供應(yīng)商集中度與客戶集中度的影響^[31]。一方面，供應(yīng)鏈內(nèi)部合作能夠推動(dòng)資源與信息共享，為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供知識基礎(chǔ)；另一方面，供應(yīng)鏈合作關(guān)系情景下，供應(yīng)商與客戶能夠發(fā)揮支持、監(jiān)督以及治理作用，從而降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)^[32]。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H5：供應(yīng)商集中度越高，供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率的促進(jìn)效應(yīng)越顯著。

H6：客戶集中度越高，供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率的促進(jìn)效應(yīng)越顯著。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以2016-2022年創(chuàng)業(yè)板上市中小企業(yè)作為研究樣本，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，省級數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。為確保樣本完整性以及實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對樣本進(jìn)行如下篩選：第一，剔除金融及保險(xiǎn)類公司；第二，剔除樣本期間ST和*ST的樣本企業(yè)；第三，剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失及異常的樣本企業(yè)。最終，得到2016-2022年109家創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)平衡面板數(shù)據(jù)。在測算樣本企業(yè)Ramp;D投資效率時(shí)，本文采用Deap 2.1軟件進(jìn)行第一及第三階段DEA步驟，采用Frontier 4.1軟件進(jìn)行第二階段隨機(jī)前沿分析。此外，本文使用Excel對數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，采用SPSS 26、Stata16對數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文樣本企業(yè)行業(yè)分布情況如表1所示。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文采用三階段DEA方法測算綜合效率（TE），具體如下：

（1）第一階段：傳統(tǒng)DEA模型。CCR和BCC是DEA常用模型，相較于前者，后者更具優(yōu)勢：首先，BCC模型考慮各決策單元間的差異性，允許其輸入和輸出比率不同，因而更能準(zhǔn)確反映實(shí)際情況。其次，BCC模型采用投入和產(chǎn)出的分配系數(shù)對輸入與輸出進(jìn)行約束，評估結(jié)果更加準(zhǔn)確。最后，BCC模型能夠更好地適應(yīng)復(fù)雜的生產(chǎn)環(huán)境，在實(shí)踐中更具有應(yīng)用價(jià)值。同時(shí)，中小企業(yè)規(guī)模普遍較小、風(fēng)險(xiǎn)抵御能力較弱，相較于產(chǎn)出指標(biāo)，投入指標(biāo)更易控制和改變。綜上所述，本文采用投入導(dǎo)向型的DEA-BCC模型測度樣本企業(yè)Ramp;D投資效率，構(gòu)建模型如下：

Min［θ－ε（∑mi=1S－i+∑sr=1S+r）］=νd（ε）s.t.∑nj=1λjxij+S－i=θxi0，i=1，2，3…m∑nj=1λjyrj－S+r=yr0，r=1，2，3…s∑nj=1λj=1，j=1，2，3…nS－≥0，S+≥0，λj≥0（1）

其中，n代表決策單元個(gè)數(shù)，m、s分別代表投入與產(chǎn)出指標(biāo)個(gè)數(shù)，S－i代表第i個(gè)投入指標(biāo)的松弛變量，S+r代表第r個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)的松弛變量，xij代表第j個(gè)決策單元的第i個(gè)投入指標(biāo)，yrj代表第j個(gè)決策單元的第r個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)，ε代表非阿基米德無窮小，λ代表權(quán)重。θ代表決策單元的技術(shù)效率值，取值介于0～1之間：當(dāng)θ=1時(shí)，該決策單元處于DEA有效狀態(tài)；當(dāng)0≤θlt;1時(shí)，該決策單元處于非DEA有效狀態(tài)。第一階段DEA可求得初始效率值以及投入指標(biāo)的松弛變量。松弛變量代表實(shí)際投入與基于最優(yōu)效率投入的差值，其中包括管理無效率、環(huán)境因素以及統(tǒng)計(jì)噪聲等因素帶來的偏差。

（2）第二階段：SFA回歸。第二階段采用隨機(jī)前沿分析方法對導(dǎo)致效率低下的影響因素進(jìn)行分解，利用第一階段得到的松弛變量對環(huán)境因素及混合誤差進(jìn)行回歸，將所有決策單元調(diào)整至同一環(huán)境，僅保留管理無效率所帶來的影響，構(gòu)建模型如下：

Sij=f（Zj，βi）+Vij+Uij，i=1，2，3…m，j=1，2，3…n（2）

x*ij=xij+［maxj{Zkβ^i}－Zkβ^i］+［maxj{V^ij}－V^ij］，i=1，2，3…m，j=1，2，3…n（3）

式（2）中，Sij代表第j個(gè)決策單元的第i個(gè)投入指標(biāo)的松弛變量，Zj=（Z1j，Z2j，Z3j…Zpj）代表p個(gè)可觀測的外部環(huán)境變量，βi代表外部環(huán)境變量的待估系數(shù)，Vij代表隨機(jī)干擾項(xiàng)，Uij≥0代表管理無效率所帶來的影響。Vij+Uij代表混合誤差項(xiàng)，SFA中假定Vij服從正態(tài)分布N（0，σ2iv），Uij服從截?cái)嗾龖B(tài)分布N+（ui，σ2iu），Vij與Uij的分布相互獨(dú)立且不相關(guān)。引入回歸參數(shù)γ=σ2iu/（σ2iu+σ2iv）∈［0，1］，代表管理無效率方差占總方差的比重。γ值越趨近1，說明管理無效率對企業(yè)總效率的影響越顯著，應(yīng)采取最大似然估計(jì)進(jìn)行SFA回歸；γ值越趨近0，說明隨機(jī)偶然因素對企業(yè)總效率的影響越顯著，可采用OLS估計(jì)。

式（3）中，x*ij代表調(diào)整后的投入變量，xij代表初始投入變量。第二階段SFA回歸后，得到經(jīng)過調(diào)整后的投入數(shù)據(jù)，上述數(shù)據(jù)剔除了外部環(huán)境與隨機(jī)因素的影響，較第一階段所使用的原始投入數(shù)據(jù)更具真實(shí)性。

（3）第三階段：調(diào)整后的DEA模型。將調(diào)整后的投入變量x*ij與原始產(chǎn)出變量yrj代入BCC模型，重新對效率值進(jìn)行測算，得到最終效率值。

綜上所述，本文中Ramp;D投入效率測度步驟如圖1所示。

遵循科學(xué)性、代表性、數(shù)據(jù)可得性、完備性等原則，結(jié)合創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)特點(diǎn)，本文選取相關(guān)指標(biāo)測度Ramp;D投資效率如表2所示。

根據(jù)我國會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，上市公司在年報(bào)中披露的研發(fā)支出費(fèi)用及人員均為流量指標(biāo)而非存量指標(biāo)，不符合DEA模型要求。因此，本文采用永續(xù)盤存法將其轉(zhuǎn)化為存量指標(biāo)，計(jì)算公式如下：

Kit=（1－δ）Ki，t－1+Ei，t－1（4）

其中，K表示Ramp;D資本存量，E代表Ramp;D支出，δ為Ramp;D資本存量折舊率。由于Ramp;D支出的滯后結(jié)構(gòu)難以量化，現(xiàn)有研究通常假設(shè)平均滯后期為1年，取折舊率δ為15%。在計(jì)算樣本企業(yè)Ramp;D資本存量K時(shí)，需確定基期Ramp;D資本存量K0，假設(shè)K與E的平均增長率均為g，K1=（1+g）K0，基期Ramp;D本存量K0=E0/（g+δ）。取g為樣本期間所有企業(yè)Ramp;D經(jīng)費(fèi)支出增長率的算術(shù)平均值，將投入指標(biāo)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為存量數(shù)據(jù)。

由于Ramp;D投入具有滯后性（1～2年），本文選取樣本企業(yè)2016-2021年投入指標(biāo)數(shù)據(jù)以及環(huán)境變量數(shù)據(jù)、2017—2022年產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)對2016—2021年Ramp;D投資效率進(jìn)行測度。同時(shí)，由于產(chǎn)出指標(biāo)均為比率型指標(biāo)，可能出現(xiàn)負(fù)值或零值的情況，為了避免投入與產(chǎn)出指標(biāo)量綱不一致導(dǎo)致的問題，本文對投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)均采取無量綱化處理。經(jīng)過處理，所有數(shù)據(jù)均處于[0.1，1]，滿足DEA的要求。對本文投入—產(chǎn)出指標(biāo)分別進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果顯示，各變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.7，即不存在顯著相關(guān)性。

2.2.2 解釋變量

現(xiàn)有研究采用以下方法測度供應(yīng)鏈金融：其一，設(shè)置虛擬變量表示供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)開展情況，若業(yè)務(wù)開展則取值為1，反之則取值為0^[33]。其二，選取財(cái)務(wù)指標(biāo)測度供應(yīng)鏈金融，常用指標(biāo)有應(yīng)付票據(jù)、短期借款等^[34]。其三，將供應(yīng)鏈金融分為金融導(dǎo)向與供應(yīng)鏈導(dǎo)向兩個(gè)維度，基于不同側(cè)重點(diǎn)衡量供應(yīng)鏈金融開展情況。

本文基于創(chuàng)業(yè)板中小企業(yè)視角，選擇采用財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建微觀指標(biāo)。考慮到樣本數(shù)據(jù)的可得性，僅考慮“應(yīng)付票據(jù)”“短期借款”時(shí)數(shù)據(jù)零值、缺失值較多，因而加入“應(yīng)收賬款”這一指標(biāo)，原因如下：中小企業(yè)將應(yīng)收賬款單據(jù)質(zhì)押給銀行并獲得融資，雖然這一行為在財(cái)務(wù)報(bào)表中體現(xiàn)為短期借款變動(dòng)，但對于資金缺口較大的中小企業(yè)而言，應(yīng)收賬款增加代表融資傾向。只有在經(jīng)營過程中產(chǎn)生了應(yīng)收賬款，企業(yè)才有機(jī)會(huì)參與供應(yīng)鏈金融應(yīng)收賬款融資業(yè)務(wù)。因此，應(yīng)收賬款變動(dòng)能夠反映中小企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)的可能性。基于上述分析，本文采用式（5）測度中小企業(yè)供應(yīng)鏈金融（SCF）。

SCF=（應(yīng)付票據(jù)+短期借款+應(yīng)收賬款）/期末資產(chǎn)總計(jì) （5）

2.2.3 路徑變量

本文基于二元Logistic回歸構(gòu)建融資約束指數(shù)（FC），具體做法如下：將樣本分別按照股利支付率、企業(yè)規(guī)模進(jìn)行分組，以同時(shí)位于股利支付率序列、企業(yè)規(guī)模序列前50%的觀測值作為低融資約束組，以同時(shí)位于股利支付率序列、企業(yè)規(guī)模序列后50%的觀測值作為高融資約束組。由此得到174個(gè)低融資約束觀測值、204個(gè)高融資約束觀測值。選取流通股占比、每股股利變化、現(xiàn)金流量、營業(yè)凈利率、流動(dòng)比率、托賓Q值等6個(gè)指標(biāo)，分別代表企業(yè)股本結(jié)構(gòu)、股本獲利能力、現(xiàn)金能力、盈利能力、償債能力以及發(fā)展能力等。對上述指標(biāo)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，所有指標(biāo)均值在兩組樣本間存在5%水平上的顯著差異，說明上述指標(biāo)能夠顯著區(qū)分不同組別樣本狀態(tài)。對各指標(biāo)進(jìn)行VIF檢驗(yàn)，結(jié)果表明，各變量的VIF值均未超過10，由此斷定變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。對模型進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，模型中各解釋變量與融資約束指數(shù)間存在5%水平上的顯著線性相關(guān)關(guān)系。采用HL檢驗(yàn)、ROC曲線對模型擬合優(yōu)度進(jìn)行評判，結(jié)果顯示，HL檢驗(yàn)的P值為0.485gt;0.05，可認(rèn)為擬合模型與真實(shí)模型基本不存在偏差；ROC曲線下面積為0.754 6gt;0.5，說明模型準(zhǔn)確度較高、解釋力較強(qiáng)。基于此，本文構(gòu)建融資約束指數(shù)如下：

FC=0.385-0.396Ratio-0.885ΔPR+2.590CF+1.109NOI－0.050LR+0.334TobinQ（6）

根據(jù)上述定義式，該指數(shù)值越大，表明企業(yè)融資約束程度越高。

2.2.4 控制變量

借鑒現(xiàn)有研究成果，本文從現(xiàn)金能力、盈利能力、償債能力、營運(yùn)能力、發(fā)展能力以及企業(yè)自身情況出發(fā)，選取7個(gè)控制變量。所有變量定義如表3所示。

2.3 模型構(gòu)建

考慮到被解釋變量（TE）的數(shù)值介于0～1之間，本文結(jié)合Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，分別采用隨機(jī)面板Tobit回歸與固定效應(yīng)回歸，構(gòu)建模型如下：

TE=α0+α1SCFi，t+∑6j=2αjControli，t+εi，t（7）

FC=α0+α1SCFi，t+∑6j=2αjControli，t+εi，t（8）

TE=α0+α1SCFi，t+α2FCi，t+∑7j=3αjControli，t+εi，t（9）

式（7）中，若系數(shù)α1方向?yàn)檎?，則認(rèn)為供應(yīng)鏈金融能夠促進(jìn)中小企業(yè)Ramp;D投資效率提高。式（8）中，若系數(shù)α1方向?yàn)樨?fù)，則認(rèn)為供應(yīng)鏈金融可以緩解企業(yè)融資約束。式（9）中，若系數(shù)α1與系數(shù)α2同時(shí)顯著，則表明融資約束在供應(yīng)鏈金融對Ramp;D投資效率影響過程中發(fā)揮部分中介或遮掩作用；若α1不顯著、α2顯著，則表明融資約束在供應(yīng)鏈金融對企業(yè)Ramp;D投資效率影響過程中發(fā)揮完全中介或遮掩作用。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 DEA結(jié)果分析

本文對樣本企業(yè)2016-2021年Ramp;D投資的綜合效率（TE）、純技術(shù)效率（PTE）以及規(guī)模效率（SE）進(jìn)行分年度測算，結(jié)果如表4所示。

在DEA分析中，TE是對各決策單元資源配置、使用效率的測度與評價(jià)，PTE為受企業(yè)管理及技術(shù)水平影響的生產(chǎn)效率，SE為受企業(yè)規(guī)模層次影響的生產(chǎn)效率。若TE=1，則認(rèn)為該決策單元投入實(shí)現(xiàn)了100%轉(zhuǎn)化，即同時(shí)達(dá)到技術(shù)有效與規(guī)模有效；若PTE=1，則表示在當(dāng)前管理和技術(shù)水平不變的前提下，企業(yè)所有投入資源的使用是有效的，未達(dá)到綜合有效的根本原因在于其規(guī)模無效。表4顯示，TE達(dá)到1的企業(yè)僅占所有樣本的10%，說明大多數(shù)企業(yè)Ramp;D投入未能完全轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，存在資源損耗較大、轉(zhuǎn)化效率較低等問題。各年份SE均值普遍高于PTE均值，說明偏低的TE主要是由于PTE偏低所致。上述結(jié)果一定程度上反映出中小企業(yè)普遍存在的問題，即可用資源有限、市場競爭激烈，加上企業(yè)管理者短視、知識與經(jīng)驗(yàn)不足等不利因素，導(dǎo)致企業(yè)短期內(nèi)無法將關(guān)鍵資源用于提升管理水平，因而不利于其可持續(xù)發(fā)展。

計(jì)算投入指標(biāo)原始值與投入指標(biāo)目標(biāo)值間的差值，該差值即為松弛變量。松弛變量越大，代表原始投入的資源浪費(fèi)情況越嚴(yán)重。本文對各投入指標(biāo)松弛變量與環(huán)境變量進(jìn)行SFA回歸，結(jié)果如表5所示。

從模型設(shè)定的可靠性檢驗(yàn)結(jié)果看，投入松弛變量的單邊似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR均通過1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明模型估計(jì)結(jié)果可被接受，可以進(jìn)行第二階段SFA回歸。Ramp;D費(fèi)用總額松弛變量、研發(fā)人員數(shù)量松弛變量模型的δ2、γ均在1%水平上顯著且大于0.9，表明相較于隨機(jī)誤差，管理無效率對兩個(gè)投入松弛變量的影響更顯著。因此，有必要采用SFA回歸對管理無效率進(jìn)行剝離。

對調(diào)整后的投入指標(biāo)數(shù)據(jù)、原始產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行第三階段DEA測算，結(jié)果如圖2所示。圖2顯示，大多數(shù)樣本企業(yè)綜合效率值在調(diào)整后有所提升，說明環(huán)境中的隨機(jī)誤差因素對企業(yè)Ramp;D投資效率產(chǎn)生了不同程度的影響，經(jīng)過調(diào)整得到的新效率值更能有效反映企業(yè)研發(fā)活動(dòng)情況。由此可見，受環(huán)境因素影響，創(chuàng)業(yè)板企業(yè)Ramp;D投資效率或多或少存在被低估的情況，其所處經(jīng)濟(jì)、政治環(huán)境以及企業(yè)規(guī)模、所處生命周期對其創(chuàng)新績效存在不同程度的影響，政策環(huán)境改善、管理水平提高對企業(yè)Ramp;D投資效率具有重要影響。

3.2 傳導(dǎo)路徑分析

3.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表6所示。企業(yè)Ramp;D投資綜合效率（TE）的均值為0.843，標(biāo)準(zhǔn)差為0.122，說明大多數(shù)樣本企業(yè)能夠高效地將Ramp;D資源投入轉(zhuǎn)化為實(shí)際經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)出，這符合我國創(chuàng)業(yè)板企業(yè)管理科學(xué)、前景良好、潛力巨大的特點(diǎn)。供應(yīng)鏈金融（SCF）的均值為0.170，標(biāo)準(zhǔn)差為0.135，說明樣本中小企業(yè)參與供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)的深度及廣度差異不大。這可能是受自身?xiàng)l件限制，中小企業(yè)在供應(yīng)鏈中只能扮演上游供貨商或下游經(jīng)銷商的角色所致。融資約束指數(shù)（FC）的均值為1.006，標(biāo)準(zhǔn)差為0.535，說明樣本中小企業(yè)融資約束情況差異不大，這可能與其參與供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，進(jìn)而盤活了存量資金存在一定關(guān)聯(lián)。

3.2.2 相關(guān)性分析

本文對所有變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。

由表7可知，各變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.7且大部分系數(shù)在5%水平上顯著，說明本文變量間不存在嚴(yán)重的共線性問題。進(jìn)一步地，對各變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，各變量的VIF值均未超過10，由此可斷定變量間不存在多重共線問題。

3.2.3 回歸分析

本文對所有變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表8所示。

表8顯示，路徑SCF→TE中SCF的擬合系數(shù)為0.111且在5%水平上顯著，表明供應(yīng)鏈金融能夠促進(jìn)中小企業(yè)Ramp;D投資效率提升，H1得到驗(yàn)證。路徑SCF→FC中SCF的回歸系數(shù)為-0.137且在10%水平上顯著，說明供應(yīng)鏈金融能夠緩解中小企業(yè)融資約束困境，H2得到驗(yàn)證。路徑SCF→FC→TE中SCF的擬合系數(shù)為0.113且在5%水平上顯著，F(xiàn)C的擬合系數(shù)為0.016且在5%水平上顯著，說明供應(yīng)鏈金融能夠通過緩解中小企業(yè)融資約束提升Ramp;D投資效率。直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的符號相反，說明融資約束在供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率影響過程中發(fā)揮遮掩效應(yīng)，H4得到驗(yàn)證。

3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

本文采用供應(yīng)商集中度、客戶集中度作為分組變量，計(jì)算方式如下：前五大供應(yīng)商采購額占總采購額比率的平方和、前五大客戶銷售額占總銷售額比率的平方和。按照供應(yīng)鏈集中度對樣本企業(yè)進(jìn)行分組，高于均值的觀測值劃分為高供應(yīng)商集中度組，低于均值的觀測值劃分為低供應(yīng)商集中度組，基于客戶集中度的分組情況與之相同。分組回歸結(jié)果顯示，供應(yīng)商集中度、客戶集中度在供應(yīng)鏈金融對中小企業(yè)Ramp;D投資效率影響過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表9所示。

表9顯示，高供應(yīng)商集中度組中，SCF的系數(shù)為0.115且在10%水平上顯著；低組中SCF的系數(shù)為0.106且不顯著。高客戶集中度組中，SCF的系數(shù)為0.149且在1%水平上顯著；低組中SCF的系數(shù)為0.070且不顯著。上述結(jié)果說明，對于供應(yīng)商集中度、客戶集中度較高的企業(yè)而言，供應(yīng)鏈金融對Ramp;D投資效率的促進(jìn)作用更為顯著，假設(shè)H5、H6得到驗(yàn)證。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況看，供應(yīng)鏈集中度是中小企業(yè)縱向協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)的表征，供應(yīng)鏈集中度越高，供應(yīng)商企業(yè)、客戶企業(yè)對中小企業(yè)的掌控能力越強(qiáng)，對其研發(fā)活動(dòng)的參與度越高。上下游企業(yè)可能通過核心技術(shù)外溢、資金鏈條延伸降低其與中小企業(yè)合作成本，最終促進(jìn)供應(yīng)鏈整體競爭力提升。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過如下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，將供應(yīng)鏈金融的測度方式替換為（應(yīng)付票據(jù)+短期借款）/期末總資產(chǎn)，以此重新檢驗(yàn)H1、H4；第二，將融資約束的測度方式替換為CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的SA指數(shù)、FC指數(shù)，以此重新檢驗(yàn)H2、H4；第三，同時(shí)替換供應(yīng)鏈金融與融資約束的測度方式，以此重新檢驗(yàn)H4；第四，將供應(yīng)商集中度的測度方式替換為前五大供應(yīng)商采購額占年度總采購額的比值，將客戶集中度的測度方式替換為前五大客戶銷售額占年度總銷售額的比值，以此重新檢驗(yàn)H5、H6。由上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文所有假設(shè)均通過檢驗(yàn)。由此說明，本文實(shí)證結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

本文基于2016-2022年109家創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)數(shù)據(jù)，通過三階段DEA方法對企業(yè)Ramp;D投資效率進(jìn)行測度，構(gòu)建面板Tobit回歸模型探究供應(yīng)鏈金融對Ramp;D投資效率的影響，驗(yàn)證了融資約束在其中發(fā)揮的遮掩效應(yīng)，以及供應(yīng)商集中度、客戶集中度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得到以下主要結(jié)論：

（1）供應(yīng)鏈金融能夠顯著提升中小企業(yè)Ramp;D投資效率，融資約束在二者間發(fā)揮遮掩效應(yīng)（在控制融資約束的前提下，供應(yīng)鏈金融對企業(yè)Ramp;D投資效率的影響更顯著）。

（2）在供應(yīng)商集中度、客戶集中度較高的企業(yè)中，供應(yīng)鏈金融對Ramp;D投資效率的促進(jìn)作用更為顯著。

4.2 理論貢獻(xiàn)

（1） 在企業(yè)創(chuàng)新績效測度時(shí)，引入“效率”的概念，通過三階段DEA對“創(chuàng)新資源注入—?jiǎng)?chuàng)新成果孵化—變現(xiàn)與商業(yè)化”的創(chuàng)新活動(dòng)全流程進(jìn)行了追蹤與刻畫，相較于現(xiàn)有創(chuàng)新績效測度研究更加全面。此外，三階段DEA克服了傳統(tǒng)DEA的不足，能夠真實(shí)還原Ramp;D投資效率情況，為全面評估中小企業(yè)創(chuàng)新績效提供了指導(dǎo)。

（2） 揭示了供應(yīng)鏈金融與Ramp;D投資效率的關(guān)系，驗(yàn)證了融資約束的遮掩效應(yīng)以及供應(yīng)鏈集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為進(jìn)一步挖掘供應(yīng)鏈金融與Ramp;D投資效率間的中介變量以及調(diào)節(jié)變量奠定了基礎(chǔ)。本文選取的融資約束、供應(yīng)鏈集中度變量對應(yīng)供應(yīng)鏈金融發(fā)展的兩個(gè)重要方向：一是加強(qiáng)對中小企業(yè)資金融通的支持，二是構(gòu)建供應(yīng)鏈金融生態(tài)圈，促使中小企業(yè)嵌入與供應(yīng)商企業(yè)、客戶企業(yè)價(jià)值共創(chuàng)、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的協(xié)同系統(tǒng)。本文結(jié)論可為供應(yīng)鏈金融發(fā)揮籌資優(yōu)勢和協(xié)同創(chuàng)新優(yōu)勢，進(jìn)而為中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供資金和技術(shù)的雙重支持提供支撐。

4.3 政策建議

4.3.1 中小企業(yè)層面

（1） 加快自身數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程，積極嵌入數(shù)字供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，精準(zhǔn)評估供應(yīng)鏈金融工具使用效果，從而提高融資便利性與資金融通效率。

（2） 積極與上下游供應(yīng)商企業(yè)、客戶企業(yè)共建資源互補(bǔ)、信息共享的戰(zhàn)略合作聯(lián)盟，學(xué)習(xí)新技術(shù)、新工藝，縮短產(chǎn)品研發(fā)周期、降低市場開拓成本，識別商業(yè)機(jī)遇、掌握行業(yè)發(fā)展趨勢，從而提高協(xié)同創(chuàng)新能力、擴(kuò)大協(xié)同創(chuàng)新范圍。

（3） 積極與科研機(jī)構(gòu)、高等學(xué)校構(gòu)建產(chǎn)學(xué)研合作對接機(jī)制，依托后者的人才、技術(shù)優(yōu)勢降低研發(fā)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，從而實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量創(chuàng)新。

4.3.2 金融機(jī)構(gòu)層面

（1） 加快發(fā)展供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)，積極推進(jìn)數(shù)字化改革，精準(zhǔn)掌握中小企業(yè)交易歷史、資信情況及行為偏好等信息，提高客戶篩選能力、降低客戶搜尋成本，進(jìn)而提高融資服務(wù)的精準(zhǔn)度。

（2）加快垂直化、細(xì)分化發(fā)展，通過提供相對獨(dú)立的供應(yīng)鏈金融服務(wù)降低產(chǎn)品同質(zhì)化風(fēng)險(xiǎn)，維持供應(yīng)鏈金融業(yè)務(wù)創(chuàng)新動(dòng)力與活力。在此基礎(chǔ)上，牽頭構(gòu)建供應(yīng)鏈金融生態(tài)圈，助力中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

4.3.3 政府部門層面

（1）加大對中小企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的支持力度，對從事研發(fā)創(chuàng)新的中小企業(yè)給予一定的稅收優(yōu)惠，提高其融資回報(bào)率。

（2）設(shè)立供應(yīng)鏈金融專項(xiàng)基金，向中小企業(yè)提供低息貸款或貼息政策，鼓勵(lì)其利用供應(yīng)鏈金融工具。同時(shí)，積極探索供應(yīng)鏈金融生態(tài)圈發(fā)展計(jì)劃，通過制定相關(guān)法律法規(guī)規(guī)范主體行為、協(xié)調(diào)主體關(guān)系，嚴(yán)控各業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)的潛在風(fēng)險(xiǎn)。

4.4 不足與展望

本文的局限性如下：第一，研究對象選擇的局限性。受限于數(shù)據(jù)可得性，本文以2016-2022年109家創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)作為研究樣本，未來可以考慮通過調(diào)研與訪談擴(kuò)充研究對象，以提升結(jié)論的普適性。第二，傳導(dǎo)路徑分析的局限性。本文證實(shí)了供應(yīng)鏈金融能夠促進(jìn)中小企業(yè)Ramp;D投資效率提升，同時(shí)揭示了融資約束在其中發(fā)揮的遮掩效應(yīng)。由實(shí)證結(jié)果看，在供應(yīng)鏈金融對企業(yè)Ramp;D投資效率的作用路徑中還存在其它中介變量，未來需要對此作進(jìn)一步探究。第三，供應(yīng)鏈金融測度方式的局限性。本文中供應(yīng)鏈金融衡量指標(biāo)是基于財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)構(gòu)建的，未來可以通過設(shè)置虛擬變量、文本分析等方式對該變量進(jìn)行測度。

參考文獻(xiàn)：

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（責(zé)任編輯：張 悅）

英文標(biāo)題The Impact of Supply Chain Finance on Ramp;D Investment Efficiency in SMEs： The Perspective of Financial Constraints

英文作者Hu Haiqing， Yuan Minqian， Xue Meng

英文作者單位（School of Economics and Administration，Xi'an University of Technology，Xi'an 710054，China）

英文摘要Abstract：Innovation can help SMEs reduce costs， improve efficiency， and enhance the quality of their products and services， bringing long-term growth. However， due to their own financial and technological constraints， SMEs generally have certain barriers to innovation. How to help SMEs ease financing constraints and enhance technological innovation capability has become an urgent issue to be addressed. Supply chain finance plays an important role in stimulating the innovation activities of SMEs. On the one hand， the adoption of supply chain finance can make it easier for SMEs to obtain lower-cost funds， thus alleviating their financing constraints. On the other hand， close partnerships based on supply chain finance ecological networks can promote business dealing and core technology sharing in the chain， thus accelerating the formation of collaborative innovation networks， which is conducive to improving the innovation capability of SMEs. Existing studies have verified that supply chain finance can alleviate financing constraints， while financing constraints can affect firms' Ramp;D investment efficiency. However， the logical link between supply chain finance， financing constraints， and Ramp;D investment efficiency has not yet been established.

Given the above research deficiencies， this paper aims to explore the effect of supply chain finance on the Ramp;D investment efficiency of SMEs. It focuses on the external influence mechanism as well as the internal conduction path and verifies the role that financing constraints play between supply chain finance and Ramp;D investment efficiency. The data of 109 GEM-listed SMEs from 2016 to 2022 is selected for empirical analysis. Firstly， the original data are subjected to descriptive analysis， a correlation test， and a variance inflation factor test to eliminate interfering factors. Subsequently， the data is analyzed based on three-stage DEA analysis， binary logistic regression， multiple linear model regression， and panel Tobit model regression to verify the suppressing effect and moderating effect among the variables. Finally， key variables were replaced for robustness testing to ensure the accuracy of the findings. The results show that supply chain finance can significantly enhance the Ramp;D investment efficiency of SMEs， and financing constraints play a suppressing effect between the two （i.e.， by controlling for the factor of financing constraints， the effect of supply chain finance on the Ramp;D investment efficiency will be more enhanced）. Further， in firms with higher supplier concentration and customer concentration， the enhancement effect of supply chain finance on Ramp;D investment efficiency is more significant.

This study makes a contribution in two ways. First， it introduces the concept of \"efficiency\" in measuring firms' innovation performance. Through the three-stage DEA method， the whole process of \"injection of innovation resources\"， \"incubation of innovation results\"， \"realization and commercialization\" is tracked， which is more comprehensive than other innovation performance measurement methods. In addition， three-phase DEA overcomes the disadvantages of traditional DEA， which ignores the environmental impact and cannot be adjusted. It is able to measure more realistic Ramp;D investment efficiency， which provides a basis and guidance for the comprehensive assessment of SMEs' innovation performance and the long-term development of innovation activities. Secondly， it confirms the direct effect between supply chain finance and Ramp;D investment efficiency， and verifies the suppressing effect of financing constraints and the moderating effect of supply chain concentration. This lays the foundation for further exploring the internal mediating variables and external moderating variables of the relationship between supply chain finance and Ramp;D investment efficiency. The financing constraints and supply chain concentration variables selected in this paper can highly correspond to two important directions for the development of supply chain finance business： one is to continue to strengthen the role of support for SMEs' financing， and the other is to build a supply chain finance ecosystem that promotes SMEs to be embedded in the synergistic system of value co-creating and risk-sharing with supplier firms and customer firms. The research on suppressing and moderating effects in this study responds to the call of reality， and the conclusions are conducive to giving full play to the advantages of supply chain financing and collaborative innovation， so as to provide dual support for SMEs' innovation activities in terms of both finance and technology.

英文關(guān)鍵詞Key Words：Supply Chain Finance; Ramp;D Investment Efficiency;Three-stage DEA; Panel Tobit Model; Suppressing Effect

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（72072144，71672144，71372173，70972053）；陜西省創(chuàng)新能力支撐計(jì)劃軟科學(xué)研究計(jì)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（2019KRZ007）；西安市科技局軟科學(xué)研究計(jì)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（23RKYJ0001，21RKYJ0009）；陜西省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究專項(xiàng)（2023HZ1036，2022HZ1824，2022HZ1581）；陜西省發(fā)改委重點(diǎn)項(xiàng)目（SJ-2019-000046-4）；陜西省創(chuàng)新能力支撐計(jì)劃軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目（2021KRM183，2022KRM129，2022KRM097）；陜西省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究專項(xiàng)項(xiàng)目（2023QN1145）；西安市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目（23JX101）；西安理工大學(xué)博士啟動(dòng)基金項(xiàng)目（105-451122001）

作者簡介：胡海青（1971-），男，陜西西安人，博士，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院院長、教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閯?chuàng)業(yè)管理與中小企業(yè)發(fā)展；原敏倩（1998-），女，陜西咸陽人，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)楣?yīng)鏈管理；薛萌（1989-），女，陜西西安人，博士，西安理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，研究方向?yàn)楣?yīng)鏈管理。本文通訊作者：原敏倩。