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2026 , Vol. 46 >Issue 1: 46 - 55

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2026.01.005

区域经济与理论方法

区域要素市场整合对供应链信息披露的影响——来自中国上市公司的证据

  • 曾林 , 1 ,
  • 蒲俐利 1 ,
  • 吴非 2 ,
  • 陈林 , 3, ※
展开
  • 1.暨南大学 广州南沙自由贸易试验区研究基地， 中国广东 广州 510632
  • 2.广东金融学院 华南创新金融研究院， 中国广东 广州 510521
  • 3.暨南大学 产业经济研究院， 中国广东 广州 510632
※陈林（1981—），男，博士，教授，博士生导师，研究方向为区域产业链。E-mail：

曾林（1997—），男，博士研究生，研究方向为区域经济、企业经济。E-mail：

收稿日期: 2025-06-18

  修回日期: 2025-12-15

  网络出版日期: 2026-02-12

基金资助

国家自然科学基金面上项目(72473053)

国家社会科学基金青年项目(25CJY001)

教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目(24JZD042)

中国博士后科学基金(2025M784221)

广州市哲学社会科学“十四五”规划课题(2025GZGJ401)

暨南大学铸牢中华民族共同体意识研究基地课题(JDGTT202507)

中央高校基本科研业务费专项资金资助项目

收起

Impact of Regional Factor Market Integration on Supply Chain Information Disclosure： Evidence from Chinese Listed Companies

  • ZENG Lin , 1 ,
  • PU Lili 1 ,
  • WU Fei 2 ,
  • CHEN Lin , 3, ※
Expand
  • 1. Guangzhou Nansha Free Trade Zone Research Base， Jinan University， Guangzhou 510632，Guangdong， China
  • 2. South China Institute of Innovative Finance， Guangdong University of Finance， Guangzhou 510521，Guangdong， China
  • 3. Institute of Industrial Economics， Jinan University， Guangzhou 510632，Guangdong， China

Received date: 2025-06-18

  Revised date: 2025-12-15

  Online published: 2026-02-12

Fold

摘要

整合区域要素市场是释放我国经济增长潜力的关键环节之一，对于畅通国内大循环至关重要。文章采用价格法测算2009—2022年省际市场整合指数，基于沪深A股主板上市公司供应链信息披露数据，运用固定效应模型和Heckman两阶段模型，实证检验了区域要素市场整合对企业供应链信息披露的影响。研究发现：①区域要素市场整合显著促进了企业供应链信息披露，市场整合程度每提高1个单位，企业披露的供应商和客户数量增加约0.9个，披露金额占比提高约0.03个百分点；②机制检验表明，市场整合主要通过两条路径发挥作用：一是降低企业面临的需求不确定性，缓解供应链“牛鞭效应”；二是提高客户集中度，强化大客户对供应链透明度的要求；③异质性分析显示，这种促进效应在国有企业、东部地区以及地方政府干预程度大（经济增长压力较大）的地区更为显著。研究结论为深化要素市场化改革、加快建设全国统一大市场提供了微观证据支持。

关键词： 供应链; 信息披露; 市场整合; 价格法; 客户集中度; 需求不确定性; 牛鞭效应

本文引用格式

曾林 , 蒲俐利 , 吴非 , 陈林 . 区域要素市场整合对供应链信息披露的影响——来自中国上市公司的证据[J]. 经济地理, 2026 , 46(1) : 46 -55 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2026.01.005

Abstract

Regional factor market integration is a key driver for unleashing China's economic growth potential and is crucial for facilitating domestic circulation. Using the price method to measure inter-provincial market integration indices from 2010 to 2022, and based on the supply chain information disclosure data of A-share main board listed companies on the Shanghai and Shenzhen stock exchanges, this paper employs fixed effects models and Heckman two-stage models to empirically examine the impact of regional factor market integration on corporate supply chain information disclosure. The findings reveal that: 1) Regional factor market integration significantly promotes corporate supply chain information disclosure. For each unit increase in the market integration index, the number of suppliers and customers disclosed by enterprises increases by approximately 0.9, and the proportion of disclosed transaction amounts increases by about 0.03%. 2) Mechanism tests indicate that market integration operates through two primary channels: one is to reduce the demand uncertainty faced by firms and mitigate the "bullwhip effect" of supply chain; the other is to increase the customer concentration and strengthen major customers' demands for supply chain transparency. 3) Heterogeneity analysis shows that this promotion effect is more pronounced in state-owned enterprises, eastern regions, and areas with high local government intervention (facing greater economic growth pressure). These findings provide micro-level evidence for deepening of factor market reforms and the acceleration of building a unified national market.

Key words： supply chain; information disclosure; market integration; price method; customer concentration; demand uncertainty; bullwhip effect

供应链作为连接生产、流通和消费的关键纽带，其稳定性和透明度直接关系到经济循环畅通和产业安全。近年来，“毒疫苗”事件暴露出医药供应链监管漏洞，小鹏汽车供应商纠纷凸显了新能源汽车产业链的脆弱性，而黎巴嫩通信设备爆炸、新冠疫情全球大流行等“黑天鹅”事件更是对全球供应链稳定造成了前所未有的冲击。这些事件表明，供应链上各环节深度耦合，一旦关键节点出现问题，就可能引发连锁反应，阻碍经济循环甚至造成产业瘫痪。对此，习近平总书记指出：“要围绕发展新质生产力布局产业链，提升产业链供应链韧性和安全水平，保证产业体系自主可控、安全可靠。”企业作为供应链运行的主体，其供应链信息披露行为决定了供应链透明度和质量，是提升我国产业链供应链韧性和安全水平的重要抓手。从促进企业自主进行相关信息披露的关键因素来看，区域要素市场的整合与地方行政贸易壁垒的消除发挥着重要作用[1]。有鉴于此，习近平总书记多次指出：“必须充分发挥国内超大规模市场优势”“要深化要素市场化改革，建设高标准市场体系，加快构建全国统一大市场。”党的二十届四中全会明确提出要“加快完善要素市场化配置体制机制，提升宏观经济治理效能”“坚决破除阻碍全国统一大市场建设卡点堵点”。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十五个五年规划的建议》则进一步指出：“规范地方政府经济促进行为，破除地方保护和市场分割”。这在体制机制层面为我国企业供应链的安全运作提供了保障。
现有研究从多个角度探讨了影响供应链信息披露的因素。微观层面，学者们发现公司治理结构[2]、客户集中度[3]、专有化成本[4-5]等内部因素显著影响企业的披露决策。在外部因素方面，市场竞争程度[6]和信贷指引[7]等也被证实对供应链信息披露产生重要影响。然而，这些研究虽然揭示了特定内外部因素的作用，却忽视了一个根本性问题：无论是公司治理优化、技术进步、信贷可得性还是企业面对的市场竞争态势，其作用于供应链信息披露的前提都依赖于区域间资本、技术、人才等要素的自由流动和高效配置，而我国市场经济转型进程中由于地方保护策略遗留下来的省际行政、贸易壁垒正是塑造区域经济环境、人才流动及域内企业经营决策行为的关键制度性因素[8]。从这一角度出发就不难理解为何在控制了企业规模、行业特征、治理结构等微观变量后，不同区域企业的供应链信息披露水平仍存在显著差异[9]。因此，要真正提升供应链透明度、赋能产业链供应链高质量发展，就必须高度重视区域要素市场整合这一变量。
综上可见，尽管市场整合（分割）对各种企业行为的影响相关研究非常丰富，但就企业信息披露行为而言，现有文献对其与区域要素市场整合二者的关系之讨论仍十分不足。一方面，部分研究即使涉及了地方保护主义或行政壁垒，也往往停留在现象描述层面，缺乏对其影响机制、影响方向的系统理论分析。另一方面，在少数涉及市场分割与企业信息披露关系的研究中，结论呈现出明显的矛盾性和不确定性。一些研究认为，地方政府设置的制度性壁垒加剧了信息不对称，阻碍了信息的跨区域有效流动，从而降低了企业信息透明度[9-10]；另一些文献则指出，行政壁垒对企业行为具有复杂的双重效应：它既可能提供庇护从而减少披露动力，也可能迫使企业通过披露信息以获取外部合法性，导致信息披露效果呈现不确定性[11-12]。这些研究的分歧和局限性表明，区域要素市场整合如何影响企业供应链信息披露这一关键问题尚未得到充分解答，亟需从理论和实证两个维度进行深入探讨，以期为提升供应链信息披露质量和韧性提供科学依据。
本文以企业供应链信息披露行为为出发点，尝试回答如下问题：在我国市场化改革不断破除市场分割的进程中，作为一项旨在破除壁垒、降低不确定性的宏观制度改革，区域要素市场整合能否为企业进行高质量的供应链信息披露培育“沃土”，促进其供应链信息披露，从源头上增强供应链韧性?如果可以，其内在影响机制又是什么?厘清这些问题对建设国内统一大市场、畅通国内国际“双循环”有重要意义。
在此背景下，本文以2010—2022年A股上市公司公开披露的供应链供应商和客户数据为基础，通过“价格法”计算省际市场整合指数，实证分析国内市场整合对企业供应链信息披露产生的影响，并通过作用机制和异质性分析，阐明影响的作用方式及截面差异。相较于已有文献，本文则从市场整合这一宏观制度变革视角切入，揭示要素自由流动如何从根本上改变企业的信息披露激励；识别并检验市场整合影响供应链信息披露的双重机制，本文发现市场整合不仅通过降低需求不确定性、缓解“牛鞭效应”来促进信息披露，还通过提高客户集中度、强化大客户议价能力来增强披露动力；实证结果表明，打破地方保护和市场分割能够显著提升企业供应链透明度，这不仅为评估市场化改革成效提供了新的微观指标，也为进一步完善相关政策措施提供了经验依据。

1 文献综述与假说提出

1.1 供应链信息披露相关文献

供应链信息披露作为企业透明度的重要组成部分，近年来受到学界广泛关注。供应链信息披露是指企业向外部披露其上下游交易关系、合作伙伴身份、交易规模等信息的行为[13]。Schäfer从可持续供应链信息、利益相关者以及披露行为3个维度界定供应链透明度，包括产品、交易、过程等多类信息；信息接收者涉及内部共享和外部披露两个层面；披露性质可分为强制披露和自愿披露[14]。在测度方面，现有研究主要通过客户/供应商集中度[15]、披露详细程度[16]等指标进行衡量。
在供应链信息披露的影响因素方面，现有研究从多个角度展开了探讨。Wu等发现内幕交易激励与公司隐瞒客户身份的可能性呈正相关[4]；金爱华等指出存在融资需求的企业更愿意披露供应链信息[17]；Chen等基于中国制造业上市公司样本发现产品市场竞争与供应链信息披露呈负相关[6]；丁亚楠等指出经济政策不确定性整体上降低了信息披露质量[18]；代彬等则发现资本市场国际化通过引入境外投资者等途径促进供应链信息披露[19]。此外，供应链关系本身也是重要影响因素，但学界对客户集中度的影响存在争议，陈西婵等提出了“治理观”和“迎合观”两种相反的理论解释[15]。对此，曹少鹏等的研究[20]支持前者，而王雄元等的研究[21]支持后者。
就供应链信息披露的经济后果而言，前期文献相对较少。现有研究发现其具有双重效应，从积极方面看，供应链信息披露能够降低缓解客户与供应商之间的信息不对称，促进供应商创新[22]，增强投资者信心并降低企业融资成本[23]，同时降低经营风险[24]，抑制供应商与其供需波动偏离度的长鞭效应[25]。然而，供应链信息披露也存在专有成本问题，过度披露可能使企业面临竞争劣势或客户流失的风险[21]。

1.2 区域要素市场整合相关文献

与供应链信息披露研究相比，市场整合相关研究更多将其作为宏观层面的解释变量，考察可能的经济后果。市场整合是指打破地方保护和市场分割，实现要素自由流动和价格趋同的过程[26]。市场整合与市场分割是同一现象的两面，市场整合的核心特征包括消除贸易壁垒、畅通要素流通、促进效率与公平。
在宏观经济效应方面，市场整合被证实能够促进经济增长[26]、推动区域协调发展[27]。在微观企业层面，市场整合的影响体现在多个方面：一是创新能力的提升，市场整合通过打破地方保护促进技术扩散和创新激励[28]；二是风险管理的优化，市场整合有助于降低企业经营风险和财务风险[29]；三是供应链管理的改进，张晨霞等发现市场整合能够改善物流效率并优化企业存货持有策略[30]。
现有文献存在如下缺憾：第一，供应链信息披露研究主要关注企业层面因素，忽视了宏观制度环境特别是市场化改革的作用。尽管有学者考察了经济政策不确定性、资本市场国际化等外部因素，但对市场整合这一根本性制度变革的影响几乎未有涉及。第二，市场整合研究侧重宏观经济效应和企业创新、效率等硬性指标，对企业信息披露等软性治理行为关注不足，特别是市场整合影响企业信息披露行为的具体机制仍处在黑箱之中。第三，供应链管理与市场整合的交叉研究仅停留在物流效率、存货管理等运营层面，未深入到信息披露这一治理层面。虽然张晨霞等发现市场分割增加供应链不确定性[30]，但未探讨企业如何通过信息披露应对这种不确定性。基于上述研究缺口，本文试图构建“市场整合→供应链信息披露”的理论联系。

1.3 作用机制与假说提出

1.3.1 需求不确定性机制

需求不确定性引致的较低的产能利用率、过量的存货以及低质量的客户服务，会对企业采购、生产以及相关的信息披露造成负面影响[31]。市场整合通过降低企业需求不确定性影响供应链披露。供应链是一个集成系统，除了最初厂商和最终消费者外，每一个环节的厂商都是上一环节厂商的客户，同时又是下一环节厂商的供应商[25]，企业的生产决策会通过上一级客户的需求反馈进行调整。在需求信息逐级向上传递的过程中，由于信息延迟、失真甚至扭曲等在供应链上逐级放大的现象，被学术界称为“牛鞭效应”。具体来看，订货量牛鞭效应会造成供应链上游企业库存过量投入、产能规划误导和生产计划紊乱等不利影响，库存量牛鞭效应则会导致下游库存成本上升和服务水平下降[32]。一方面，为防范供应链中断和客户劣质性传染等风险因素可能带来的后果，企业出于保持竞争优势、降低诉讼风险等动机会增加其信息披露意愿。另一方面，当面临更大的需求不确定性时，企业管理层更愿意秉持“无过便是功”的理念，通过减少供应链信息披露以避免承担相关的经营危机责任；相反，在需求不确定性降低时，企业供应链信息披露的动机增加。要素市场整合通过降低企业采购提前期及企业提前期不确定性[30]，降低了企业库存调整的不确定性，缩短了交货期，能够有效降低长鞭效应，进而提高了企业披露供应链信息的意愿。

1.3.2 客户集中度机制

市场整合还可以通过增加客户集中度影响供应链披露。贸易壁垒的存在，使得企业通过供应链传输产品和技术变得困难，增加了企业间的信息摩擦[33]，双方在谈判的过程中更难取得对方的信任，增加了供应链运作的成本。随着市场趋于整合，省际贸易壁垒逐渐被打破，促进了供应链的整合，企业客户群体的集中度将会提高[34]。具体来说，市场整合降低了跨区域交易成本（如物流、审批），使得企业更易与跨区域的头部客户（如大型零售商、核心制造商）建立长期稳定合作。高效率客户（如龙头国企、跨国企业）通过规模优势抢占市场份额，导致中小企业客户被挤出，供应商被迫依赖少数大客户。而当企业客户的集中度越高，上市公司披露其主要供应商信息的可能性就越大[20]，主要通过以下两种途径获得影响：一是缓解风险传染。现有研究表明，客户影响公司投资活动、现金持有、债权融资等。信息扩散效应使得信息沿供应链纵向传递，企业与客户之间关系越密切，两者的风险关联性就越强，表现为一荣俱荣一损俱损。如果供应商发生经营风险或者出现声誉损害，对客户的影响也是巨大的。此外，当客户集中度较高时，供应链重要客户掌握主导权，存在明显买方主导现象。在这种情况下，大客户出于自身利益考虑，有动力对企业的供应链信息披露提出更严格的要求。二是信号传递效应。企业出于印象管理动机，会对外展示正面、积极的信息披露状况。自愿披露作为一种信号，表明较好的未来增长前景的软信息，隐含地传递其关于增长前景软信息的能力。一方面，对于经营状况或发展前景较好的企业，管理者更倾向于通过“自证清白”的方式减少因不确定性因素承担的风险溢价并获取更多资源[18]，故上市公司通过披露其供应链相关信息，可被看作是一种积极践行社会责任的企业担当行为。另一方面，信任是供应链双方合作的重要因素，企业积极提高供应链信息透明度，有助于合作方充分了解其经营状况、市场竞争力等决策关键信息，丰富供应商资源库，在巩固现有商业关系的同时吸引潜在的合作伙伴。
综上所述，本文提出如下假说：
H1：区域要素市场整合促进了企业供应链信息披露。
H2：区域要素市场整合通过降低需求不确定性和提高客户集中度，进而促进供应链信息披露。

1.3.3 产权性质的异质性影响

基于我国的制度背景，国有企业与非国有企业在治理结构、融资渠道、资源配置等方面存在显著差异，市场整合对拥有不同产权性质的企业供应链信息披露之影响可能是不同的。处在市场整合程度较低环境下的国有企业，相较于非国有企业享有更多的“隐形补贴”和“贸易保护”。首先，地方政府出于本位主义动机，或限于优势国企仅进行本地投资，或采取“劫富济贫”“拉郎配”等变相保护措施，建立了地方贸易壁垒，导致外部企业难以进入。要素市场整合程度越高，越有可能打破市场分割严重地区基于信任或者企业与个人层面的社会网络，使得供应链不同主体间更容易形成以市场规则为导向的供应链关系，从而加强供应链信息披露。其次，国有企业有更多的政策性负担，此时政企关联具有更多社会性而非经济目的。拥有政治背景的高管在涉及自身切身利益时，会更关注自己的政治业绩。为避免风险和承担隐性后果，他们更有动力隐瞒相关供应链信息。随着市场整合程度的加深，供应链上下游企业信息共享机制更为完善，通过外部监督能够有效抑制这种合谋倾向。最后，供应链的市场化配置，消除了各种国有企业退出一般竞争性经营发展的壁垒，逐步在重要领域加强核心能力，其更需要高质量的信息披露来向市场传递优质信号以此来扩展市场份额。
综上所述，本文提出如下假说：
H3：相较于非国有企业，区域要素市场整合对国有企业供应链信息披露的作用更大。

1.3.4 地理区位的异质性影响

要素市场整合存在明显的空间异质性[35]。东部地区相较于中西部在区位条件、供应链效率、市场环境等各方面均拥有较大外部优势，位于东部地区的供应链上下游上市企业更有意愿进行供应链信息披露，其优越的地理条件、便利的交通以及完善的物流系统使得其信息化水平较高，价格信息传递更为迅速。此外，东部信息中介（分析师、券商、评级、第三方数据平台）与数字基础设施（物流信息系统、电子票据和供应链金融平台）更完备。要素市场整合使资金、劳动力、技术的跨域流动更顺畅，企业更容易把披露转化为融资约束放松、供应链金融额度提升、应收/应付账款周转改善等实质红利，从而强化“披露—收益”的正反馈。
尽管东部地区在区位、交通和供应链效率上具有先天优势，促使企业更倾向于并更容易进行供应链信息披露，且市场整合本身有助于区域间信息联通和竞争加剧[9]，但地理优势并不自动等同于市场整合程度高。东部地区有着物质资源相对紧缺这一禀赋限制，并且东部地区的地方政府在较好的经济条件下实施市场分割策略会获得相对更大的收益。因此，前期研究发现东部地区的市场分割程度比中西部地区更高[35]。东部地区的市场整合对供应链信息披露的促进作用边际收益更大。
综上所述，本文提出如下假说：
H4：相较于中西部地区，要素市场整合对企业供应链信息披露的作用在东部地区更大。

1.3.5 政府干预的异质性影响

地方政府的行为与动机是影响区域市场环境的关键变量。前期文献指出，地方政府会出于为经济增长而竞争的目的干预企业行为[36]。具体来说，当地方政府面临较大的经济增长压力时（本地区经济增速不及省级目标），其可能会采取更多的行政手段干预市场，如实施地方保护主义、给予特定企业隐性补贴或设置行政壁垒，这导致市场机制受到抑制，企业面临更高的制度性交易成本和政策不确定性。在此背景下，区域要素市场整合作为一种外部的、市场化的力量，其打破地方壁垒、促进资源自由流动、倒逼营商环境改善的作用能够产生更大的边际改善效应，可谓“雪中送炭”。对于身处高干预环境的企业而言，它们更有动力抓住市场整合带来的机遇，通过增加供应链信息披露来向外部投资者和合作伙伴传递其规范经营和市场竞争力的积极信号，以对冲本地制度环境的不足，吸引跨区域资源。相反，在政府干预较少、市场环境本就相对健康的地区，市场整合的积极作用更像是“锦上添花”，其带来的边际促进效应相对有限。据此，本文提出如下假说：
H5：相较于政府干预程度低的地区，区域要素市场整合对企业供应链信息披露的促进作用在政府干预程度高的样本中更大。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文的研究样本为2009—2022年在沪深证券交易所上市的A股主板上市企业。要素市场整合相关数据及其余数据来源于中国统计年鉴、国泰安数据库（CSMAR）、Wind数据库、公司年报。为保证数据的有效性和完整性，本文根据以下方法对样本原始数据进行筛选，共得到18540个企业—年度观测值：①剔除在样本选择期间有过ST或*ST以及在此期间退市的公司；②剔除保险、银行等金融业上市公司；③剔除数据缺失、不完整、不全面的财务数据样本企业；④为防止极端值对结果的影响，对连续变量进行1%和99%的缩尾处理。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量：供应链信息披露（SCT）

参考宫晓云、Wu等的研究[4,16]，本文使用披露具体名称的供应商及客户数量（SCT_Num）与披露的供应商采购额及客户销售额占总采购与销售额之比（SCT_Ratio）来衡量企业供应链信息披露的情况。SCT_Num数值越大，说明企业的供应链信息披露质量越高。SCT_Ratio比例越大，说明企业供应链透明度越高。

2.2.2 核心解释变量：市场整合（Dminteg）

本文以陆铭等的市场分割指数构建方法[26]为基础，采用“价格法”测度，运用三类价格指数：职工平均实际工资指数、固定资产投资价格指数、分地区商品零售价格指数分别测算劳动力市场、资本品市场以及消费品市场的市场分割程度，以主成分分析法构建综合市场分割指数。同时，参照赵金丽等的市场整合指数构建方法[37]，综合衡量要素市场整合程度。具体构造方法如下：
①构造三类价格指数的3维（t×m×k）的面板数据，t为年份，m为地区，k为商品。原始数据来源于《中国统计年鉴》中2009—2022年30个省份（不包含新疆和港澳台）的三类环比价格指数，可以构造2009—2022年70对接壤省份的相对价格方差$Var\left({P}_{i}^{t}/{P}_{j}^{t}\right)$，其在省级单位间构成了时序数据，便于直接观察方差随时间的演变。
②计算相邻省份i和j的相对价格绝对值$\left|\Delta {Q}_{ijt}^{k}\right|$，$\Delta {Q}_{ijt}^{k}$=$ln\left({P}_{it}^{k}/{P}_{jt}^{k}\right)-ln\left({P}_{it-1}^{k}/{P}_{jt-1}^{k}\right)$。
③消除因特定商品相关的固定效应导致的不可加效应造成的系统偏误，针对2010—2022年对应年份t，给定某类商品k，对省份组合间的相对价格$\left|\Delta {Q}_{ijt}^{k}\right|$求取均值$\left|\Delta {Q}_{t}^{k}\right|$，再分别用相对价格指数减去均值，经过均值处理可得到${q}_{ijt}^{k}=\left|\Delta {Q}_{ijt}^{k}\right|-\left|\Delta {Q}_{t}^{k}\right|$。
④将计算得到的方差按省份合并求均值，便可得到省份的职工平均实际工资市场分割指数SegX1、固定资产投资价格市场分割指数SegX2、分地区商品零售价格市场分割指数SegX3，对三类市场分割指数标准化后，利用主成分分析方法得到综合测算的市场分割指数$Se{g}_{t}^{m}$。
$Se{g}_{t}^{m}=0.54153Se{g}_{{X}_{1}}+0.56985Se{g}_{{X}_{2}}+0.38907Se{g}_{{X}_{3}}$
⑤利用市场分割指数与市场整合程度之间的反向关系，将市场整合指数表示为$dminte{g}_{it}=\sqrt{\frac{1}{var\left(Se{g}_{t}^{m}\right)}}$，该指标符号为正，数值越大表明市场整合程度越高。

2.2.3 控制变量

参考曹少鹏、王雄元等的研究[20,33]，控制公司自身特征，选取公司规模（Size）、企业年龄（Age）等变量；控制能够显著影响供应链信息披露行为的财务指标：资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、账面市值比（M_B）、公司成长性（Growth）。此外，还控制了以下几类可能会影响到供应链信息披露的相关变量：一是内外部监督变量，对外包括来自证监会、证监所、公众及媒体的监督，对内指企业内部控制质量，选取董事人数（Director）、是否“四大审计”（Big4）、第一大股东持股比例（Top1）衡量；二是产权性质（SOE）。

2.2.4 机制变量

①客户集中度（CC_HHI）。借鉴曹少鹏等的度量方法[20]，以上市公司当年前5名客户销售收入占企业总销售额比例加权平方和来衡量，该指标越高，表明业务越集中。具体公式如下：
$CC\_HH{I}_{i,t}=\sum _{j=1}^{J}{\left(\frac{Sale{s}_{i,j,t}}{Sale{s}_{i,t}}\right)}^{2}$
式中：Salesi,j,t为i企业在t年对客户j的销售额；Salesi,t代表i企业t年的总销售额。
②需求不确定性（Demand）。借鉴王雄元等的方法[33]，利用上市公司3年内企业销售收入的标准差来衡量需求不确定性，该数值越大，说明企业面临的需求不确定性越大。
关键变量及其定义见表1。
表1 关键变量及定义

Tab.1 Key variables and their definitions

变量类型 变量名 变量定义
被解释变量 SCT_Num 上市公司明确披露名称的大供应商和客户数量之和（个）
SCT_Ratio 上市公司明确披露的供应商和客户交易（销售与采购）额占供应商和
客户总交易（销售与采购）额的比例（%）
解释变量 Dminteg 市场整合程度，构建过程详见前文核心解释变量
控制变量 SOE 是否国有企业，是取“1”，否则取“0”
Director 企业董事会人数（个）
Big4 是否“四大审计”，是取“1”，否则取“0”
Top1 第一大股东持股比例（%）
Lev 资产负债率，总负债/总资产（%）
Growth 营业收入增长率（%）
Roa 净资产利润率（%）
MB 股东权益/公司市值
Size 公司规模，公司年末总资产规模取自然对数
Age 企业年龄，公司自成立年份起年数取自然对数
机制变量 Demand 上公司3年内企业销售收入的标准差（亿元）
CC_HHI 上市公司当年前5名客户销售收入占企业总销售额比例加权平方和

2.3 模型构建

2.3.1 基准模型

为检验区域市场整合对供应链信息披露的影响，本文设定以下面板数据双向固定效应回归模型：
$\begin{array}{l}SCT\_Nu{m}_{i,t}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}Dminte{g}_{i,t}+\\ \gamma Control{s}_{i,t}+{\mu }_{ind}+{\delta }_{t}+ϵ\end{array}$
$\begin{array}{l}SCT\_Rati{o}_{i,t}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}Dminte{g}_{i,t}+\\ \gamma Control{s}_{i,t}+{\mu }_{ind}+{\delta }_{t}+ϵ\end{array}$
若上式中区域市场整合系数β1为正，说明市场整合会促进供应链信息披露，则H1得证。其中，i表示上市企业，t表示年份，Controls代表系列控制变量，μind代表行业固定效应，${\delta }_{t}$代表时间固定效应。

2.3.2 机制检验模型

为研究区域要素市场整合对供应链信息披露的作用机制，本文在综合考虑经典文献做法的基础上，选择直接将机制变量作为被解释变量回归在核心解释变量上的做法进行机制检验。为此，提出如下回归模型：
$\begin{array}{l}Mechanis{m}_{i,t}={\beta }_{0}+{\beta }_{1}Dminte{g}_{i,t}+\\ \gamma Control{s}_{i,t}+{\mu }_{ind}+{\delta }_{t}+ϵ\end{array}$
式中：Mechanism为本文的机制变量，验证机制时分别为客户集中度（CC_HHI）与需求不确定性（Demand）。

3 结果与分析

3.1 描述性统计分析

本文根据国泰安数据库筛选出包含18540个观测值的样本。被解释变量为采购商及客户的披露数量（SCT_Num）与披露金额（SCT_Ratio），其中SCT_Num的均值为1.213，表明每个公司平均披露未达两位供应商或者客户信息，说明整体上我国上市企业供应链信息披露意愿不高；其标准差为3.053，表明我国不同公司之间的供应链信息披露质量差异巨大。SCT_Ratio的均值为0.04，标准差为0.116，这也说明我国上市公司披露相关金额情况力度不足。核心解释变量为标准化后的市场整合指数（Dminteg），其均值为0.378，标准差为0.152，表明我国整体各省市市场整合程度不高，且省市之间要素市场整合程度差异较大。其他控制变量相关的描述性统计不赘述。

3.2 实证回归结果分析

3.2.1 基准模型结果分析

为排除控制变量及行业和年份对结论的影响，本文分别进行了不加入控制变量的单变量回归和加入控制变量后的固定效应回归（表2）。结果显示，列（2）中市场整合指数（Dminteg）在1%的水平上显著为正，估计值为0.9113，这说明，在保持其他变量不变的情况下，市场整合程度每上升一个单位，企业可能会多披露约1个具体供应商（客户）信息。列（4）显示，核心解释变量（Dminteg）的系数为0.0331，这说明市场整合程度每上升一个单位，企业将增加3.31%其供应商和客户交易额度占比的信息披露。由此可见，市场整合能够对供应链信息披露产生正向促进影响，H1成立。由于本文主要关注核心解释变量，即市场整合对企业供应链信息披露之影响，对其他居于解释变量地位的控制变量的系数之经济含义不赘述，因大多数情况下控制变量存在之意义在于控制本身而不在于其显著性。
表2 基准回归分析：区域要素市场整合与企业供应链信息披露

Tab.2 Benchmark regression: regional factor market integration and enterprise supply chain information disclosure

变量 （1） （2） （3） （4）
SCT_Num SCT_Num SCT_Ratio SCT_Ratio
Dminteg 1.0715*** 0.9113*** 0.0366*** 0.0331***
SOE 0.2940** 0.0116**
Director 0.0524 0.0005
Big4 -0.3114 -0.0057
Top1 -0.5348 -0.0110
Lev -0.0021 -0.0140
Growth 0.0288 0.0032
Roa -0.8119 -0.0521
MB 0.5036** 0.0154*
Size -0.1844*** -0.0085***
Age 0.4278** 0.0096
Constant 0.7686*** 3.1405** 0.0274*** 0.1875***

注：为节省版面，聚类至企业层面的稳健标准误不显示。***、**、*分别表示在0.01、0.05、0.10水平上显著。表3~表5同。

3.2.2 机制检验模型结果分析

本文认为，要素市场整合通过降低企业采购提前期及企业提前期不确定性，降低了企业库存调整的不确定性，增加了其信息披露的意愿。为了验证需求不确定性机制是否成立，引入需求不确定性（Demand）作为机制变量。表3列（2）为加入控制变量后的回归结果，显示在1%的水平上显著为负，这说明市场整合确实会降低企业所面临的需求不确定性。具体来说，市场整合抑制了牛鞭效益的发酵，需求端传导出更加贴合市场的信息，从而降低了企业库存调整的不确定性，在这种情况下，有效降低了供应链中断风险和客户劣质性传染效应，部分程度上打消了企业披露供应链信息的顾虑，且企业出于保持竞争优势、降低诉讼风险等动机会增加供应链信息披露。
表3 机制检验：需求不确定性、客户集中度机制

Tab.3 Mechanism test： demand uncertainty, customer concentration mechanism

变量 （1） （2） （3） （4）
Demand Demand CC_HHI CC_HHI
Dminteg -0.1137** -0.1317*** 2.2075** 2.3600**
SOE -0.1191*** 0.9931**
Director -0.0135*** -0.0608
Big4 -0.0938*** 0.1288
Top1 0.1936*** 4.1175***
Lev 0.2763*** -2.3291*
Growth 0.1077*** 0.3401*
Roa 0.6017*** -5.7133*
MB 0.1190*** -1.5138*
Size 0.0133 -0.2937
Age 0.1761*** 0.9353*
Constant 0.3430*** -0.6067*** 4.1197*** 8.8766*
为验证客户集中度机制，本文借鉴曹少鹏等的做法[20]，采用客户集中度（CC_HHI）作为机制变量进行回归。表3列（4）显示，市场整合指数（Dminteg）的系数在5%的水平上显著为正，这说明市场整合程度越高，企业客户集中度就越高。具体而言，市场整合程度越高的地区其外部协同作用更加明显，且企业间的合作质量更高，有利于在供应链上下游企业中建立稳态合作关系。客户集中度越高，上市公司披露其主要供应商信息的可能性就越大。一方面大客户出于自身利益考虑，有动力对上市公司供应链信息披露提出要求；另一方面企业可借披露其供应链相关信息，巩固与现有客户的商业关系。

3.2.3 稳健性检验

①内生性检验。在检验市场整合与供应链信息披露的因果关联时，还存在如下问题：第一，样本选择。现阶段我国供应链信息披露的强制性不高，大多企业属于选择性披露，因此有理由相信，优质核心企业更倾向于进行公开披露。第二，遗漏变量。事实上，除核心解释变量外，本文所用数据均为企业层面的数据，未提供宏观变量信息，很可能会遗漏重要变量。第三，其他测量误差带来的结果不稳定。由此，本部分开展了一系列稳健性与内生性处理。
本文采用Heckman两阶段模型来解决上述问题，其中参考张晨霞等的研究[30]选择各省份公路密度（highway）作为工具变量，其满足：各省份公路密度是独立于模型之外的客观变量，符合外生性条件；各省公路密度与市场整合程度相关。具体操作步骤如下：第一步，将样本企业区分别有供应链信息披露行为（披露供应链客户或者交易信息之一）的企业与无供应链信息披露行为的企业，表示为SCT_D（有记作1，无记作0）；第二步，纳入工具变量，对企业是否进行供应链信息披露进行估计，计算出该回归下的逆米尔斯比率；第三步，将计算出的逆米尔斯比率与其他控制变量一起纳入原回归模型进行回归分析。Heckman两阶段回归结果表明，在第一阶段的回归中，公路密度（highway）的系数为-0.3873，且在1%的显著性水平上为负。值得重点关注的是，第二阶段回归结果中逆米尔斯比率（IMR）的系数在所有回归中均在1%的水平上显著，这意味着确实存在一定的样本选择偏误。市场整合指数（Dminteg）的系数依旧显著为正，这表明在控制样本选择偏误后本文基准回归结果稳健，结论依然成立。
②其他稳健性检验。将解释变量滞后一期，考察回归结果的变化。表4列（1）（2）显示，滞后一期的市场整合指数对供应商披露数量（SCT_Num）和前五大供应商销售金额占比（SCT_Ratio）的系数分别为0.6934、0.0275，在5%的显著性水平上统计显著，且符号与基准回归保持一致，说明结果稳健。
表4 其他稳健性检验

Tab.4 Other robustness tests

变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6）
SCT_Num SCT_Ratio SCT_Num SCT_Ratio DumSupply DumCustom
Dminteg 0.6934** 0.0275** 0.6313** 0.0175* 0.0008*** 0.0024***
Constant 4.6725*** 0.2255*** 1.7784 0.0936** 0.1780 0.5413***
进一步地，本文将样本企业替换为仅含制造业的数据进行回归分析。表4列（3）（4）显示市场整合指数（Dminteg）对供应商数量的回归系数为0.6313，在5%的水平上统计性显著；对前五大供应商和客户总交易额的回归系数为0.0175，在10%显著性水平上显著，这一结果相较于主回归来说，没有明显变化，确保了基准回归结果的稳健性。
为降低测量误差导致结果的不准确性，本文替换多种供应链信息披露的衡量方式。借鉴Chen等的做法[6]，如果一家公司披露了至少一个供应商（客户）的特定信息，包括身份、交易金额和可归因于该供应商的相关信息，则令变量DumSupply取值为1，否则为0；DumCustom之构造同理。改变被解释变量度量方式后重新检验的结果见表4列（5）（6），回归结果基本一致。

3.2.4 异质性分析

如前文H3所述，处在市场整合程度较低环境下的国有企业，相较于非国有企业享有更多的“隐形补贴”和“贸易保护”，其在供应链信息披露的表现可能有所不同。由表5的Panel A分组结果可知，两组别中要素市场整合指数的系数和显著性具有很大差别，国企组的要素市场整合指数系数显著大于非国企组，可能的原因是市场整合加速了要素自由流通，对国企的作用更为明显，使得信息共享更加便利，信息交叉稽核成本降低，一定程度上缓解了“行政化”私下联络的供应链信息披露的形式，进而采取市场化公开性的供应链信息披露方式。
表5 异质性检验

Tab.5 Heterogeneity test

变量 （1） （2） （3） （4）
SCT_Num SCT_Num SCT_Raito SCT_Raito
Panel A：基于产权性质的异质性检验
国企 非国企 国企 非国企
Dminteg 1.3384*** 0.3056 0.0389** 0.0149
Panel B：基于地理区域的异质性检验
东部 中西部 东部 中西部
Dminteg 0.8014*** 0.1985 0.0306*** 0.0003
Panel C：基于政府干预的异质性检验
GDP增速
差距大		 GDP增速
差距小		 GDP增速
差距大		 GDP增速
差距小
Dminteg 0.9551*** 0.2943 0.0347** 0.0125

注：Panel A、Panel B 和 Panel C分别报告了基于产权性质、地理区域和政府干预的异质性检验结果。

①基于地理区域因素的异质性分析。为验证H4，本文将样本企业按地理位置及经济发展状况分为东中西3个子样本以验证地区区域因素对要素市场整合与供应链信息披露两者关系的异质性影响。表5的Panel B结果显示，列（1）（3）东部地区的市场整合指数对供应链信息披露的系数值明显高于列（2）（4）的中西部地区，且该结果在1%的显著性水平上为正。这说明，相较于中西部地区，市场整合在东部地区的作用更为明显，验证了本文的研究假说，这可能是因为相较于中西部地区，市场整合程度更高的东部地区，为供应链信息披露搭建了更好的基础，供应链信息披露制度更为规范，各市场主体的监督作用更为明显。
②基于政府干预的异质性分析。借鉴相关研究[36,38]，本文采用地方政府面临的经济增长压力作为其干预动机的代理变量，进一步检验地方政府干预在区域要素市场整合与供应链信息披露关系中的异质性作用。具体而言，若地级市的当年GDP增速低于所在省份的GDP增速，则意味着地方政府未能完成“跑赢”全省的增长目标，面临较大的政治与经济压力，干预企业行为的可能性较高。在这类样本中推动市场化改革的边际收益是更大的。
由表5 Panel C的列（1）（3）可知，在高政府干预组，即地方政府经济增长表现不及预期的样本中，要素市场化对供应链信息披露数量（SCT_Num）、披露金额比例（SCT_Ratio）的回归系数至少在5%的水平上显著为正。这表明，当地方政府面临较大的增长压力时，要素市场化对企业供应链信息披露的促进作用是显著且稳健的。而在表5 Panel C的列（2）（4）低政府干预组中，即地方政府经济增长表现良好的样本中，要素市场化对两种供应链信息披露指标的系数虽然为正，但均未通过统计显著性检验。由此H5得证。

4 结论与建议

4.1 主要结论

本文以2009—2022年沪深A股主板市场企业为样本，研究了区域要素整合对当地企业供应链信息披露的影响作用及内在机理。主要结论如下：①区域要素市场整合通过供给端和需求端对企业供应链信息披露产生影响，更高的市场整合程度会减少需求不确定性以及提升客户集中度来改善供应链信息披露，该结论经过稳健性检验后保持不变。②不同产权性质及地理区域下要素市场整合对供应链信息披露存在异质性影响。具体而言，要素市场整合对国有企业的供应链信息披露的促进作用更为明显，其中东部地区要素市场整合对企业的供应链信息披露行为的积极作用显著高于中西部；政府干预程度也会影响要素市场整合的作用效果，当地方政府面临较大经济增长压力时，要素市场整合对供应链信息披露的促进作用更为显著。

4.2 政策建议

从政府角度来说，“十五五”时期是我国基本实现社会主义现代化的关键时期，无论是建设现代化产业体系还是促进区域协调发展，都应该重视区域市场整合对供应链信息披露的积极作用。首先，政府应清理破除各种明显和隐形妨碍市场统一的地方政府保护政策，建立健全各类要素市场化体制机制，持续推进市场化改革，完善市场监管体制。其次，构建地方政府合作机制，加强地方紧密合作，在推进全国统一市场方面具有显著推动作用，应加强区域协调、协同、协商能力，推进市场调节领域一体化，保证最佳的市场效率。再次，政府应该关注到我国各地区自然资源禀赋差异大，市场整合程度区别较大的特点，充分关注东中西部市场化改革进程，统筹区域发展，逐步缩小与东部地区在要素整合程度上的差距。最后，要持续推进“双循环”战略，促进供应链的整合，加强供应链稳定性，降低需求不确定性对供应链企业的影响，提振企业发展信心。
从监管主体来说，一方面要警惕供应链中断带来的风险，制定相关的供应链监管政策，预防供应链上下游企业可能出现的重大风险及合伙舞弊事件，在防范劣质客户传染现象的同时布局强有力的国内供应链关系网络，加强供应链韧性。另一方面，核心企业在整个供应链管理中负有主要责任，因此要积极引导企业自觉主动向外界进行供应链信息披露，对相关企业形成辐射效应，带动整个供应链企业上下游践行社会责任。同时，要发挥企业关联监督作用，与供应链中的上下游企业保持良好的关系，利用“大客户”的信息主导作用，保证供应链信息的准确、真实性。
对企业自身而言，应将供应链信息披露从被动合规转变为主动战略。首先，鉴于市场整合显著降低了需求不确定性，企业应建立供应链信息管理系统，定期披露关键供应商和客户信息，将透明度转化为融资优势和声誉资本。其次，针对客户集中度提升的趋势，企业应主动与大客户建立信息共享机制，通过提高透明度巩固战略合作关系。再次，国有企业应摒弃传统的“行政化”沟通模式，建立市场化的信息披露制度，发挥在供应链网络中的引领作用。

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