張 贊，姜英偉

(上海大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,上海 200444)

一、 引 言

著名的“熊彼特假說”[1]首次強調(diào)了企業(yè)的市場勢力對創(chuàng)新活動的重要作用，指出企業(yè)的創(chuàng)新能力與規(guī)模、市場勢力呈正相關(guān)。此后，雖然對市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究大量涌現(xiàn)，但大多從橫向市場的角度出發(fā)[2-5]。Galbraith(1952)[6]首次從縱向市場結(jié)構(gòu)角度提出抗衡勢力(Countervailing Power)的概念，他認為大型零售組織的出現(xiàn)會形成對上游生產(chǎn)商的一種抗衡勢力。此后，許多學(xué)者對消費品、工業(yè)品等行業(yè)的買方勢力[注]不同的研究中，對于買方勢力有多種不同表述，主要有抗衡勢力(Countervailing Power)、買方壟斷(Monopsony)和買方勢力(Buyer Power)三種。而Chen(2007)[7] 認為，根據(jù)上游企業(yè)是否具有市場勢力，可以將買方勢力分為抗衡勢力和買方壟斷兩種情況。本文依據(jù)這一觀點，將買方勢力定義為下游企業(yè)所具有的相對于上游企業(yè)的市場勢力。進行研究，并提出諸如買方壟斷勢力、買方抗衡勢力等概念。

近些年，國內(nèi)多個行業(yè)出現(xiàn)買方勢力，這一現(xiàn)象引發(fā)了學(xué)者們的關(guān)注。一方面，受到政府控制的醫(yī)院、煤電等產(chǎn)業(yè)普遍存在買方勢力。例如，張慶霖和郭嘉儀(2013)[8]認為我國公立醫(yī)院等具有壟斷勢力的醫(yī)療機構(gòu)控制了絕大多數(shù)藥品零售業(yè)務(wù)，其買方勢力對藥品的需求結(jié)構(gòu)和價格產(chǎn)生影響，并傳遞到上游制藥產(chǎn)業(yè)，導(dǎo)致藥品創(chuàng)新扭曲。白讓讓(2009)[9]認為，政府出于穩(wěn)定電力供應(yīng)和價格的目的，對電價進行規(guī)制。發(fā)電企業(yè)在電價受到規(guī)制后，利用自身買方勢力擠壓投入品的價格，造成了電煤價格的長期扭曲。另一方面，零售行業(yè)企業(yè)間兼并以及縱向一體化活動十分頻繁，其相對于上游的食品、服裝、電子等行業(yè)的買方勢力逐漸增強。例如，零售領(lǐng)域有淘寶、京東等勢力強大的網(wǎng)絡(luò)零售平臺，他們憑借不斷增強的市場勢力向生產(chǎn)商實施各種壟斷性策略行為，對其創(chuàng)新產(chǎn)生影響；劉偉(2014)[10]認為零售業(yè)買方勢力的增強會抵消高集中度制造業(yè)的賣方集中產(chǎn)生的賣方勢力，從而對賣方績效產(chǎn)生不利影響。

就我國目前而言，買方勢力的存在是否不利于上游廠商的技術(shù)創(chuàng)新？不同類型的廠商受到的買方勢力的影響是否相同？本文以我國2008-2016年9個行業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本，對買方勢力與上游廠商創(chuàng)新活動間的關(guān)系進行實證研究，以期為二者之間的關(guān)系提供更加確鑿的證據(jù)。文章余下內(nèi)容安排如下：第二部分為文獻綜述；第三部分為理論分析；第四部分介紹模型的構(gòu)建與數(shù)據(jù)的處理；第五部分進行實證檢驗；第六部分為買方勢力對不同廠商創(chuàng)新的異質(zhì)性影響；第七部分為結(jié)論。

二、 文獻綜述

諸多文獻基于不同視角研究了縱向市場結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。從研究內(nèi)容看，現(xiàn)有研究主要集中探討縱向市場結(jié)構(gòu)對企業(yè)過程創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的不同影響；從分析范式看，大多文獻考慮縱向市場結(jié)構(gòu)對于創(chuàng)新的直接影響，較少考慮縱向市場結(jié)構(gòu)中企業(yè)的作用；從研究方法看，針對縱向市場結(jié)構(gòu)與創(chuàng)新的關(guān)系仍以理論分析為主，而實證研究較少。由于本文采用實證研究方法對縱向市場結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系進行研究，以下將從研究方法視角對文獻進行梳理。

在理論研究方面，大多研究采用博弈論方法探討買方勢力與上游廠商創(chuàng)新間的關(guān)系。Inderst和 Wey(2003,2007,2011)[11-13]先是基于合作談判博弈的夏普利值討論了下游市場合并對上游企業(yè)創(chuàng)新的影響，然后又改變了談判博弈中的利潤分配機制繼續(xù)討論，最后將買賣雙方的談判合約明確為兩部合約進一步研究。三次研究得出的結(jié)論均為買方勢力增強會刺激上游廠商創(chuàng)新。Fauli-Oller等(2011)[14]將模型進行擴展，上游為一家主導(dǎo)供應(yīng)商和一家邊緣供應(yīng)商，下游是多家相互競爭的買方的縱向市場結(jié)構(gòu)，對買方勢力增強與上游供應(yīng)商過程創(chuàng)新的關(guān)系進行研究，其結(jié)論仍然與上述研究相同。李凱等(2016a)[15]構(gòu)建三階段動態(tài)博弈模型，發(fā)現(xiàn)造成本土小型零售商自主創(chuàng)新能力弱的原因在于買方抗衡勢力的差異,這是因為買方抗衡勢力對不同類型零售商創(chuàng)新的影響不同。李凱等(2016b)[16]構(gòu)造了壟斷制造商和競爭零售商組成的縱向市場模型，研究發(fā)現(xiàn)，跨國零售商買方勢力的增強會促進制造商的工藝創(chuàng)新。

在實證研究方面，關(guān)于買方勢力與創(chuàng)新之間的關(guān)系也積累了不少文獻。Peters(2000)[17]利用德國數(shù)百家汽車零部件上游企業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)下游市場集中度的提升會使得上游企業(yè)減少研發(fā)投入，但上游市場集中度的增加則會減弱這種不利影響。Ktihler和Rammer(2012)[18]利用德國Mannheim大學(xué)MIP數(shù)據(jù)庫中上千家有關(guān)德國制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的企業(yè)樣本，發(fā)現(xiàn)下游市場勢力對上游企業(yè)創(chuàng)新有負向影響。該研究還進一步指出：當(dāng)下游為價格競爭時，競爭程度越高，上述負向影響越弱；當(dāng)下游為技術(shù)競爭時，競爭程度越高，上述負向影響越強，但統(tǒng)計顯著性較弱。孫曉華和鄭輝(2011)[19]利用中國汽車產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，買方市場勢力對于上游企業(yè)的研發(fā)投入有正向影響，下游企業(yè)的資產(chǎn)專用型對上游企業(yè)的研發(fā)投入有負向影響。孫曉華和鄭輝(2013)[20]又以我國制造業(yè)大中型企業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本進行實證研究，發(fā)現(xiàn)買方市場勢力的增強對上游企業(yè)的工藝創(chuàng)新投入具有負向影響，但對產(chǎn)品創(chuàng)新投入具有正向影響。

對已有研究的梳理發(fā)現(xiàn)，學(xué)界對于買方勢力與創(chuàng)新間的關(guān)系看法不一。理論研究與實證研究難以達成較為一致的結(jié)論。究其原因，基于博弈論的理論分析較為理想，假設(shè)條件與分析框架發(fā)生變化后，結(jié)論會發(fā)生較大的改變，故難以反映現(xiàn)實情況。而實證分析又多集中在單一領(lǐng)域，所得到的結(jié)論可能僅適用于某一特定行業(yè)，所以不同的行業(yè)研究結(jié)論差異較大。

三、 理論分析

事實上，買方勢力會通過不同的渠道影響上游廠商的創(chuàng)新活動。廠商進行創(chuàng)新的目的包括搶占市場份額、獲取大額訂單、提高產(chǎn)品競爭力等多個方面，但最終目的都是為了攫取超額利潤，進而擴大生產(chǎn)規(guī)?；蚴窃賱?chuàng)新，形成一個良性循環(huán)。具體來說，擁有買方勢力的下游會通過訂單規(guī)模、銷售渠道、創(chuàng)新擴散速度、約束條款等多方面影響上游廠商的創(chuàng)新行為。

首先，具有買方勢力的采購商通常會進行大規(guī)模采購以獲得價格或者數(shù)量方面的優(yōu)惠，若生產(chǎn)商所進行的創(chuàng)新更符合消費者的需求，則下游買方會更偏愛從創(chuàng)新的生產(chǎn)商進行采購。Klepper(1996)[21]認為生產(chǎn)商為了留住大客戶，獲得大規(guī)模訂單，更愿意進行創(chuàng)新以生產(chǎn)滿足消費者需求的產(chǎn)品。

其次，擁有買方勢力的采購商有長期穩(wěn)定的需求，尋找到合適的進貨渠道后，短時間內(nèi)不會輕易更換。當(dāng)生產(chǎn)商面對下游穩(wěn)定的需求時，穩(wěn)定的銷售渠道和需求信息使生產(chǎn)商不必擔(dān)心產(chǎn)品的銷路，這使其喪失創(chuàng)新的動力[21]。另一方面，買方市場的高集中度導(dǎo)致其強大的買方勢力，這也會通過多種途徑壓榨生產(chǎn)商的銷售利潤。另外，買方勢力越強代表下游廠商買方集中度越高，而市場集中度越高的市場結(jié)構(gòu)，其創(chuàng)新的傳播速度越慢。Geroski等(1990)認為這是因為企業(yè)規(guī)模越大，其技術(shù)壁壘越嚴重，從而阻礙新技術(shù)傳播[22]。若新技術(shù)、新產(chǎn)品在下游市場傳播速度較慢，那么生產(chǎn)商收回利潤的速度也較慢，這會降低生產(chǎn)商進行創(chuàng)新的積極性。

最后，買方會利用自身勢力與生產(chǎn)商簽訂帶有優(yōu)惠條款的供貨合同，其優(yōu)惠力度與零售商市場結(jié)構(gòu)有關(guān)，零售商抗衡勢力越大，在價格談判和合同簽訂中越強勢[23]。但不同類型的合同條款對上游生產(chǎn)商產(chǎn)品創(chuàng)新的影響有所不同，當(dāng)買方與上游生產(chǎn)商之間達成非線性定價或占用生產(chǎn)商資金等條款時，買方往往通過延期支付、分期付款等方式占用生產(chǎn)商的資金，買方勢力的增強不利于上游生產(chǎn)商產(chǎn)品創(chuàng)新；而當(dāng)買方根據(jù)消費者需求要求上游生產(chǎn)商進行產(chǎn)品創(chuàng)新才進行采購時，這促使生產(chǎn)商不得不生產(chǎn)差異化的新產(chǎn)品，這種采購條款有利于上游生產(chǎn)商產(chǎn)品創(chuàng)新。

可見，買方勢力對上游廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響是不確定的。買方勢力會通過不同途徑影響生產(chǎn)商的技術(shù)創(chuàng)新，這些影響有正向也有負向。那么對中國企業(yè)而言，到底是正向影響大于負向，還是反之，這是本文的研究重點。此外，由熊彼特假說可知，上游廠商的賣方市場勢力也會對其創(chuàng)新產(chǎn)生影響。因此，需要將賣方勢力作為調(diào)節(jié)變量納入研究體系，探討買方勢力與賣方勢力的交互作用對上游廠商創(chuàng)新的影響。

四、 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

(一) 模型設(shè)定

根據(jù)熊彼特假說(Schumpeter，1942)，影響企業(yè)創(chuàng)新的企業(yè)層面因素包括市場勢力和規(guī)模，其中市場勢力與創(chuàng)新之間存在正相關(guān)關(guān)系，大企業(yè)比小企業(yè)承擔(dān)更大比例的創(chuàng)新份額。因此，模型中把買方勢力與賣方勢力作為主要解釋變量，考察其對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的影響。把企業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、規(guī)模、所在行業(yè)作為控制變量。

本文構(gòu)建如下基本模型：

INNOVi,t=β0+β1BPit+β2SPit+β3BPit*SPit+β4SIZEit+β5PROPit+γ2IND2+…+γ9IND9+εit

其中，INNOV代表供應(yīng)商的技術(shù)創(chuàng)新活動。解釋變量BP為買方勢力,SP為賣方勢力。模型還加入了買方勢力與賣方勢力的交互項，以衡量二者對技術(shù)創(chuàng)新可能存在的非線性關(guān)系?？刂谱兞縎IZE衡量上游企業(yè)的規(guī)模，PROP衡量供應(yīng)商的股權(quán)結(jié)構(gòu)，行業(yè)虛擬變量IND說明創(chuàng)新活動的行業(yè)差別，ε為模型的隨機擾動項。

(二) 指標(biāo)選取

1.技術(shù)創(chuàng)新。衡量創(chuàng)新活動的指標(biāo)通常包括創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面[24]。在創(chuàng)新投入方面，普遍采用研發(fā)支出、研發(fā)人員投入來衡量，具體指標(biāo)為研發(fā)密度、技術(shù)人員密度。在創(chuàng)新產(chǎn)出方面，常用的指標(biāo)有專利數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入。創(chuàng)新投入指標(biāo)主要反映了企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新活動的動力，而創(chuàng)新產(chǎn)出主要反映企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的能力及其給企業(yè)經(jīng)營績效帶來的影響。由于本文研究買方勢力對廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響，根據(jù)SCP理論市場結(jié)構(gòu)會影響企業(yè)行為，而技術(shù)創(chuàng)新投入屬于企業(yè)的創(chuàng)新行為，故本文選用創(chuàng)新投入指標(biāo)，即研發(fā)密度(企業(yè)研發(fā)支出與銷售額之比)作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。

2.買方勢力。本文借鑒王再平(2007)[25]、黃曉波等(2015)[26]對買方勢力的衡量，用供應(yīng)商前五家客戶占其銷售額的比例來表示其所面對的買方勢力。該比重越大說明供應(yīng)商面對的買方勢力越大。此外，為了反映買方勢力與賣方勢力的交互作用，回歸模型中加入了二者的乘積項來衡量買方勢力面對更大(小)的賣方勢力，其對供應(yīng)商的創(chuàng)新活動的影響。

3.賣方勢力。衡量市場勢力的指標(biāo)通常是勒納指數(shù)或價格成本差率[27]。這兩個指標(biāo)本質(zhì)上都反映了企業(yè)獲得超額利潤的能力。由于邊際成本不可獲得，本文用供應(yīng)商的毛利潤率，即(營業(yè)收入-營業(yè)成本)/營業(yè)收入，來表示賣方勢力。

4.控制變量。本文還選擇了以下指標(biāo)作為分析技術(shù)創(chuàng)新的控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模，以企業(yè)年銷售額進行衡量。(2)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，由于不同產(chǎn)權(quán)類型的企業(yè)面臨的環(huán)境有所差異，這可能會產(chǎn)生不同的創(chuàng)新激勵[28]。本文選擇國有法人股東(持股5%以上的股東或前10名股東)的持股比例來反映產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響。(3)行業(yè)特征，采用國家統(tǒng)計局的行業(yè)分類標(biāo)準，將247家企業(yè)分為9個行業(yè)。

(三) 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文通過對中國A股市場的調(diào)查分析，發(fā)現(xiàn)在全部A股上市公司中對創(chuàng)新活動進行統(tǒng)計報告的企業(yè)大多屬于中小板，只有極少數(shù)在主板上市的企業(yè)對其創(chuàng)新活動進行報告；此外，每家企業(yè)對創(chuàng)新活動的統(tǒng)計在時間維度上也長短不一。因此，在綜合考慮了其他指標(biāo)可得性的條件下，為了盡可能地擴大樣本容量，本文最終篩選出2008-2016年247家企業(yè)，其中來自中小板市場的企業(yè)有171家，來自創(chuàng)業(yè)板市場的企業(yè)有73家，僅有3家企業(yè)來自主板市場。這247家企業(yè)分別屬于食品飲料行業(yè)、輕工制造行業(yè)、家用電器行業(yè)、電子行業(yè)、交運設(shè)備行業(yè)、紡織服裝行業(yè)、化工行業(yè)、信息設(shè)備行業(yè)以及醫(yī)藥生物行業(yè)。樣本數(shù)據(jù)資料全部來源于上市公司的招股說明書、年報等公開披露信息。

表1 模型中的變量名稱及變量定義

表1對變量的定義及其符號進行了說明。表2是2008-2016年主要變量的描述性統(tǒng)計。由變量的均值可以看出，這九個行業(yè)的創(chuàng)新投入活動十分有限，平均研發(fā)密度在5%左右。表3給出了模型中關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。從檢驗結(jié)果可以看出，模型中各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)都比較小，這意味著模型中變量不存在嚴重的共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3相關(guān)系數(shù)矩陣

INNOVBPSPSIZEPROP INNOV1.0000 BP0.12861.0000 SP0.2920-0.13191.0000SIZE-0.1148-0.1160-0.12981.0000 PROP0.0949-0.02170.04400.12871.0000

五、 實證檢驗

(一) 回歸結(jié)果及解釋

表4 主要變量單位根檢驗結(jié)果

在進行回歸前，先對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗來分析其平穩(wěn)性。進行單位根檢驗的方法有很多，實際運用中常用的有LLC檢驗(相同單位根檢驗)和Fisher-ADF檢驗(不同單位根檢驗)。若在這兩種檢驗中均拒絕存在單位根的原假設(shè)，則說明變量是平穩(wěn)的，反之則不平穩(wěn)。檢驗結(jié)果如表4，除SIZE外，所選變量的原序列在1%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)。

對SIZE進行一階差分后得到L.SIZE，表示企業(yè)銷售額年增長量，然后進行檢驗后數(shù)據(jù)平穩(wěn)。為了確定面板數(shù)據(jù)該選擇何種回歸模型，我們首先進行F檢驗。結(jié)果說明模型在1%的顯著性水平下均拒絕混合效應(yīng)模型的原假設(shè)，故建立固定效應(yīng)模型。隨后，我們進行Hausman檢驗，結(jié)果證明模型在1%顯著性水平下均拒絕隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，故建立個體固定效應(yīng)模型。

此外，還需要對面板數(shù)據(jù)是否存在異方差與自相關(guān)進行檢驗。我們使用LR檢驗(似然比檢驗)來對異方差進行檢驗，我們得到在1%顯著性水平下，LR檢驗結(jié)果強烈拒絕“組間同方差”的原假設(shè)，應(yīng)考慮異方差；運用檢驗組內(nèi)自相關(guān)的方法，我們得到在1%顯著性水平下強烈拒絕“不存在一階組內(nèi)自相關(guān)”的原假設(shè)，應(yīng)考慮自相關(guān)問題；對于是否存在組間截面相關(guān)，我們檢驗后顯示在1%顯著性水平下強烈拒絕“無截面相關(guān)”的原假設(shè)，應(yīng)考慮組間相關(guān)性。由以上檢驗可知該面板數(shù)據(jù)存在異方差與自相關(guān)問題，為了克服該問題，我們采用PCSE方法(Panel-Corrected Standard Error)對面板數(shù)據(jù)進行回歸。

為了考慮時間效應(yīng)，我們在模型中加入年度虛擬變量進行回歸并對年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性進行F檢驗，結(jié)果顯示在1%顯著性水平下拒絕不存在時間效應(yīng)的原假設(shè)，故模型中應(yīng)包含時間效應(yīng)，為此我們加入時間虛擬變量。

采用PCSE方法的估計結(jié)果如表5。

表5 模型回歸結(jié)果

續(xù)表5

表5報告了買方勢力對上游廠商技術(shù)創(chuàng)新影響的基本回歸結(jié)果。表5的列(1)結(jié)果表明，在沒有加入控制變量，只固定企業(yè)年份效應(yīng)的情況下，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響在1%水平上顯著為正。在此基礎(chǔ)上，列(2)控制了企業(yè)規(guī)模、行業(yè)和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)特征變量，發(fā)現(xiàn)買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新仍有正向影響，且在1%水平上顯著。列(3)加入了買方勢力與賣方勢力的交互項，只固定企業(yè)年份效應(yīng)，結(jié)果顯示買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響顯著為負，交互項為正，且通過了1%的顯著性檢驗。列(4)在此基礎(chǔ)上加入企業(yè)規(guī)模、行業(yè)和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)特征變量，發(fā)現(xiàn)買方勢力與交互項的系數(shù)符號仍未發(fā)生改變。這說明買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響受到賣方勢力的調(diào)節(jié)，賣方勢力的增強可以一定程度減弱買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的負向影響。經(jīng)計算，賣方勢力為0.194是買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新影響的臨界點。當(dāng)賣方勢力小于該臨界點時，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新有顯著負向影響；賣方勢力大于該臨界點時，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響。樣本中賣方勢力高于0.194的樣本數(shù)量有209家，占到了總樣本數(shù)量的80%以上，所以平均而言買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響。按照賣方勢力為0.194將廠商分為兩組，列(5)與列(6)分別顯示了低賣方勢力與高賣方勢力情況下廠商買方勢力對廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果顯示低賣方勢力情況下買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著，可能的解釋是樣本量過少，導(dǎo)致結(jié)果估計不準確。高賣方勢力情況下買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響，這與本文前面的解釋一致。

以銷售額年增長量表示的企業(yè)規(guī)模對其創(chuàng)新投入的影響是負向的。這一結(jié)論與熊彼特假說并不一致，這說明在中國大規(guī)模的廠商并沒有利用自身的優(yōu)勢進行更多的創(chuàng)新投入，反而較小規(guī)模的廠商通過更多的創(chuàng)新投入來提高自身競爭力。

圖1 賣方勢力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

國有法人持有股份所占比例越高，企業(yè)研發(fā)投入越多。一方面，對于國有成分高的企業(yè)，其研發(fā)活動會得到政府更多的研發(fā)補助和稅收優(yōu)惠政策，這會激勵企業(yè)積極進行研發(fā)投入；另一方面，由于傳統(tǒng)體制的慣性和研發(fā)績效的考核困難，國企對研發(fā)部門的投入往往難以根據(jù)市場反饋及時調(diào)整，這種研發(fā)預(yù)算的剛性也會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入的增加。

行業(yè)虛擬變量的系數(shù)均顯著為正。根據(jù)系數(shù)大小可知，信息設(shè)備、電子相比較而言擁有較高的研發(fā)投入水平。

時間效應(yīng)的系數(shù)顯著為正，這說明隨著時間的推移，企業(yè)的研發(fā)投入有越來越強的趨勢。

為了深入地探討調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用，本文繪制了圖1。圖1直觀地揭示了本文中的調(diào)節(jié)作用。賣方勢力的調(diào)節(jié)作用既可以改變買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的強度，也可以改變對技術(shù)創(chuàng)新的方向。圖1顯示，當(dāng)賣方勢力較小時，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新具有負向影響；賣方勢力較大時，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響。這與本文前面的結(jié)論一致。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

我們用兩種調(diào)試來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

第一種通過調(diào)試樣本來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。首先，我們把2014年以來的觀測值剔除，僅用2008-2013年的觀測值進行回歸，回歸結(jié)果仍然與原結(jié)果表現(xiàn)出相同的特征；其次我們把研發(fā)密度在1%以內(nèi)的觀測值剔除，用剩下的觀測值進行回歸，發(fā)現(xiàn)其結(jié)果與原結(jié)果特征仍然相同。表6前2列給出了調(diào)整樣本后的回歸結(jié)果。

第二種通過調(diào)試變量來檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。技術(shù)創(chuàng)新變量的衡量可以用技術(shù)創(chuàng)新強度和技術(shù)創(chuàng)新人員密度。我們用技術(shù)創(chuàng)新人員密度來代替研發(fā)密度作為被解釋變量進行回歸，發(fā)現(xiàn)賣方勢力的增強減弱買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的負向影響。平均而言，買方勢力對廠商技術(shù)創(chuàng)新仍有顯著正向影響。表6第3列的估計結(jié)果證明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

六、 買方勢力對不同廠商創(chuàng)新的異質(zhì)性分析

平均而言，買方勢力顯著促進上游廠商的技術(shù)創(chuàng)新。但由于廠商初始創(chuàng)新水平、所處地區(qū)發(fā)展水平、自身規(guī)模存在較大差異，買方勢力對于廠商的技術(shù)創(chuàng)新是否會有不同的影響呢？為此，本文從初始創(chuàng)新水平、所在城市等級、規(guī)模大小三個方面考察買方勢力對廠商技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

(一) 基于初始創(chuàng)新水平的異質(zhì)性檢驗

表7 異質(zhì)性分析：區(qū)分初始創(chuàng)新水平

上文中雖然已經(jīng)驗證了買方勢力對于上游生產(chǎn)商的技術(shù)創(chuàng)新具有正向影響，但這種估計模型只是建立在均值回歸模型的框架上，估計結(jié)果也只是買方勢力在所有生產(chǎn)商中的平均效應(yīng)。在現(xiàn)實中，不同的生產(chǎn)商之間初始創(chuàng)新能力差異很大，在面對買方勢力時所采取的創(chuàng)新投入調(diào)整也會不同，因而不同的生產(chǎn)商在創(chuàng)新上的表現(xiàn)也會不同。

考慮到樣本分布的特點，本文將廠商初始創(chuàng)新水平排序，按數(shù)量把樣本平均分為兩組，研究買方勢力對于不同初始創(chuàng)新水平的生產(chǎn)商技術(shù)創(chuàng)新的影響。表7的結(jié)果表明，平均而言，買方勢力對初始創(chuàng)新水平較高廠商的技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更大。經(jīng)計算，高初始創(chuàng)新水平組的平均賣方勢力為0.39，遠大于低初始創(chuàng)新水平組的平均賣方勢力0.29。可見，賣方勢力較大時買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響更大，這與本文前面的結(jié)論一致。可能的解釋是：當(dāng)廠商初始創(chuàng)新水平較低時，盈利能力較低，此時資金多用于完善基礎(chǔ)設(shè)施、擴大生產(chǎn)規(guī)模等活動，即使將資金投入到技術(shù)創(chuàng)新短期內(nèi)也極難轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，故未將更多的資金投入到創(chuàng)新活動中。廠商初始創(chuàng)新水平較高時，一方面，盈利能力較強使得廠商可以繼續(xù)投入大量資金進行研發(fā)。另一方面，較好的創(chuàng)新基礎(chǔ)也使得廠商更容易生產(chǎn)出消費者喜愛的商品，這也會使得買方大規(guī)模采購廠商的產(chǎn)品，從而刺激廠商加大創(chuàng)新力度。故初始創(chuàng)新水平越高，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響越顯著。

(二) 基于城市發(fā)展水平的異質(zhì)性檢驗

表8 異質(zhì)性分析：區(qū)分城市等級

廠商所在城市發(fā)展水平不同，面對的創(chuàng)新環(huán)境也有所不同。因此將247個廠商所處的地級市分為一線城市、二線城市、三線城市進行進一步分析。由于四線、五線城市數(shù)量過少，故將一線城市和二線城市之外的城市都歸于三線城市。表8的結(jié)果顯示：平均而言，買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在一線城市和二線城市中體現(xiàn)的較為明顯，且二者大小無顯著性差異。三線城市買方勢力的系數(shù)不顯著，與一線城市和二線城市系數(shù)在95%置信區(qū)間沒有交叉，有顯著性差異。因此，一、二線城市中買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響更顯著?？赡艿慕忉屖牵阂痪€城市中上游廠商的平均賣方勢力為0.35，二線城市的平均賣方勢力為0.34，三線城市的平均賣方勢力為0.33，可見一線城市和二線城市中廠商的盈利能力較強，廠商得以將更多的資金投入到研發(fā)活動中。大城市中廠商面臨的競爭壓力較大，缺少有競爭力的產(chǎn)品會逐漸被市場淘汰，基于這種生存壓力廠商不得不將更多的資金投入到研發(fā)活動中。同時，大城市中政府投入大筆資金支持創(chuàng)新活動，廠商的產(chǎn)品銷售渠道更廣、面對的消費人群收入較高，因而進行創(chuàng)新的回報更為豐厚，這一系列的原因使得廠商更有動力進行創(chuàng)新。

表9 異質(zhì)性分析：區(qū)分廠商規(guī)模大小

(三) 基于對廠商規(guī)模的異質(zhì)性檢驗

廠商的規(guī)模大小在買方與賣方的議價中起著重要的作用，將廠商規(guī)模大小排序，按照數(shù)量平均劃分為兩類。表9顯示，平均而言，對大規(guī)模廠商，買方勢力對上游廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著，而小規(guī)模廠商買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用在1%的水平上顯著，二者系數(shù)大小在95%置信區(qū)間沒有交叉，有顯著性差異。因此，規(guī)模較小的廠商買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的影響更顯著。經(jīng)計算，大規(guī)模廠商的平均賣方勢力為0.31，小規(guī)模廠商的平均賣方勢力為0.38，小規(guī)模廠商的盈利能力高于大規(guī)模廠商，所以對于賣方勢力更強的小規(guī)模廠商來說，買方勢力對其技術(shù)創(chuàng)新的影響更顯著。這是由于廠商生產(chǎn)規(guī)模過大時，生產(chǎn)的各個方面難以得到有效的協(xié)調(diào)，從而降低了生產(chǎn)效率，盈利能力受到制約，難以投入更多資金進行研發(fā)。小規(guī)模廠商盈利能力強，但在市場中占有的份額較小，在與買方的談判和大規(guī)模廠商的競爭中不占優(yōu)勢。研發(fā)新產(chǎn)品使其可以與大規(guī)模廠商競爭，同時又能在與買方的談判中獲得更大的話語權(quán)?；趦煞矫鎵毫?，小規(guī)模廠商投入更多的資金進行創(chuàng)新。

七、 結(jié) 論

目前關(guān)于買方勢力與創(chuàng)新的研究多以理論分析為主，而實證研究較少，并且這些研究多集中于單一行業(yè)的企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，因而所得出的結(jié)論是否具有普遍性，仍值得進一步考慮。本文針對這種情況做了改善，就中國2008-2016年9個行業(yè)共247家上市企業(yè)進行實證研究，主要考察了買方勢力對廠商創(chuàng)新活動的影響。研究發(fā)現(xiàn)：買方勢力對廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響受到賣方勢力的調(diào)節(jié)，上游生產(chǎn)商盈利能力的提高能夠減弱買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的負向影響。且隨著賣方勢力的提高，買方勢力對上游廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響由負轉(zhuǎn)正。平均而言，買方勢力對廠商的技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響。在剔除2014年以來的樣本，剔除研發(fā)密度在1%內(nèi)的廠商、更換因變量指標(biāo)分別做穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)結(jié)果仍然成立。異質(zhì)性分析表明：買方勢力對上游廠商技術(shù)創(chuàng)新的影響因初始創(chuàng)新水平、所在城市發(fā)展水平、自身規(guī)模的不同而有所差異。具體而言，初始創(chuàng)新水平較高、所在城市發(fā)展水平較高、規(guī)模較小廠商的賣方勢力較大，其買方勢力對技術(shù)創(chuàng)新的正向影響更顯著，這與本文前面結(jié)論相一致。