王生年 趙 爽

(石河子大學 經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832003)

一、引言

在我國經(jīng)濟發(fā)展方式由粗放型向集約型轉變的趨勢下，創(chuàng)新日益成為驅動經(jīng)濟發(fā)展的最主要動力。但目前，我國的企業(yè)創(chuàng)新仍然存在創(chuàng)新動力不足、創(chuàng)新效率不高以及創(chuàng)新成果轉化能力較弱等現(xiàn)實問題，因此如何幫助企業(yè)從經(jīng)營層面發(fā)現(xiàn)和厘清影響創(chuàng)新活動的環(huán)境因素及其作用機制，進而助推企業(yè)提升創(chuàng)新水平，無疑是重大而又緊迫的現(xiàn)實問題。

縱觀創(chuàng)新影響因素的已有研究，諸多學者從融資約束[1]、政治關聯(lián)和內部治理等微觀視角[2][3]，行業(yè)特征與外部市場參與主體等中觀視角[4][5]，以及產(chǎn)業(yè)政策和知識產(chǎn)權保護等宏觀視角進行了廣泛探討并取得大量研究成果[6][7]。其中，關于外部市場參與主體對企業(yè)創(chuàng)新的影響，現(xiàn)有研究考察了競爭者和合作者在供給政策、需求政策以及環(huán)境政策的不同作用下，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響[8]；也有研究考察了媒體、分析師和投資者等對企業(yè)創(chuàng)新決策以及創(chuàng)新投入的影響。供應商關系作為企業(yè)重要的外部關系，對企業(yè)創(chuàng)新的影響也日益受到學界關注。如Lian(2017)從風險傳染角度探討了客戶一供應商關系對企業(yè)融資約束的影響[9]；Chu等(2015)從技術距離和地理距離的角度研究了客戶-供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新的影響[10]；吉利等(2019)分別從客戶和供應商兩個視角研究了供應鏈合作伙伴對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[11]；曹偉等(2019)從關系主體變動的視角探討了供應鏈關系變動對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[12]。

但現(xiàn)有研究還存在諸多不足：首先，這些文獻大多集中于從供應商集中度的靜態(tài)角度來考察企業(yè)創(chuàng)新，較少涉及供應商交易量波動對企業(yè)創(chuàng)新等經(jīng)營活動的影響，即對于供應商關系的變化或供應鏈結構及效率的考察還不夠深入；其次，現(xiàn)有研究結論尚不一致，仍有值得進一步探討之處①；第三，相關研究基本忽視了企業(yè)行為的社會嵌入性，尚未從社會信任這一非正式制度的角度來深入刻畫供應商關系及其現(xiàn)實維度對企業(yè)創(chuàng)新的可能影響②。鑒于此，本文以我國滬深兩市A股制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，從靜態(tài)的供應商集中度和動態(tài)的供應商波動兩大維度深入考察供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：供應商集中度與供應商波動均會削弱企業(yè)創(chuàng)新，而社會信任作為一種非正式制度可以緩解這種負面影響。作用機制檢驗表明，供應商集中度通過增加企業(yè)關系型專用資產(chǎn)，降低財務柔性進而削弱企業(yè)創(chuàng)新，而供應商波動則是通過增加預付賬款，擠占財務資源進而削弱企業(yè)創(chuàng)新。

本文的主要貢獻在于：一是隨著企業(yè)邊界的日益模糊以及競合關系的日益深入，供應鏈問題日益重要。有別于從客戶角度的相關研究，本文從供應商關系視角出發(fā)研究其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，是對供應鏈相關文獻的一個有益補充，同時也很好順應了新時代國家深入推動供給側結構性改革的大背景及新趨勢。二是將企業(yè)外部的供應商關系與社會信任這一非正式制度因素相結合，有助于豐富新形勢下我國企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究，亦擴展了非正式制度經(jīng)濟后果的相關研究。三是綜合采用靜態(tài)的供應商集中度與動態(tài)的供應商波動兩大維度深入刻畫了供應商關系，為全面理解企業(yè)供應商關系及其經(jīng)濟后果提供了有益參考。

二、理論分析與研究假設

(一)供應商關系與企業(yè)創(chuàng)新

供應商關系作為企業(yè)供應鏈的重要組成部分，是企業(yè)與其供應商現(xiàn)有商業(yè)關系及其潛在變化的概括，直接關系著企業(yè)原材料采購和庫存管理等一系列經(jīng)營環(huán)節(jié)，并最終影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營狀況和重大決策。以往研究站在供給導向角度，從產(chǎn)業(yè)組織理論和機會主義動機出發(fā)，認為供應商會擠占企業(yè)財務資源、增加經(jīng)營風險[13]。但隨著全球經(jīng)濟形勢的發(fā)展，供應商關系作為供應鏈的一部分，逐漸向需求導向的優(yōu)化合作戰(zhàn)略發(fā)展，包括供應商聯(lián)合管理庫存在內的優(yōu)化管理方式能夠幫助企業(yè)提升經(jīng)營效率，但根據(jù)資源理論，合作策略亦存在負面效應(如供應商較高的議價能力不利于企業(yè)談判等)。因此，在新經(jīng)濟態(tài)勢下，供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新的影響勢必與以往有所不同，故為了全面考量供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文在前人研究成果的基礎上，嘗試從靜態(tài)的供應商集中度和動態(tài)的供應商波動兩大維度分別進行探討。

供應商集中度是影響企業(yè)創(chuàng)新行為的重要因素。第一，從市場結構來看，更高的供應商集中度意味著企業(yè)對其供應商的路徑依賴，而路徑依賴往往會弱化企業(yè)的創(chuàng)新動機[14]；第二，從供應鏈風險的角度來看，供應商關系越緊密、越良性，風險的傳導效應會越強[15]；第三，從資產(chǎn)配置的角度來看，供應商集中度的增加還意味著企業(yè)關系型專用資產(chǎn)投入的增加，而資產(chǎn)流動性的降低亦會加劇企業(yè)經(jīng)營風險[16]，此時企業(yè)通過創(chuàng)新行為升級其產(chǎn)品的調整成本會顯著增加，而調整成本的增加會抑制企業(yè)的創(chuàng)新動機；第四，從技術外溢的角度來看，供應商集中度越高，信息透明度越高，企業(yè)的產(chǎn)品優(yōu)勢、知識產(chǎn)權甚至創(chuàng)新成果外溢的可能性就越大[17]，創(chuàng)新本身的高風險(沉沒成本等)及其外部性顯然也是影響企業(yè)創(chuàng)新選擇的重要因素。

與供應商集中度的靜態(tài)視角不同，供應商波動是從動態(tài)角度考察企業(yè)供應商交易量的結構性變化。學術界將這里的波動區(qū)分為永久性波動和暫時性波動，其中，永久性波動是指供應商破產(chǎn)或自主研發(fā)下游產(chǎn)品等情形造成的交易關系的終止；而暫時性波動則是指供應商通過抬高產(chǎn)品價格、要求預付款項等方式造成的雙方交易量的減少或中斷。不論哪種波動，都將使下游企業(yè)面臨生產(chǎn)計劃無法正常實施、關系型專用資產(chǎn)減值等不確定性風險增加的問題。此時，一方面，企業(yè)出于預防性動機往往會留存或持有更多的現(xiàn)金[18]，從而對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生資源擠出效應；另一方面，企業(yè)也可能會被動尋找新的供應商，重新構建合作關系，增加企業(yè)機會成本和沉沒成本，且出于相似的動機，企業(yè)現(xiàn)有的供應商乃至其新的潛在供應商，為防止投機行為造成的損失，會強化或要求更多的預付款項并就緊急供貨價格(往往會更高)等事項進行事前的敲定[19]?？梢?，供應商波動也是影響企業(yè)生產(chǎn)成本、經(jīng)營風險進而影響其創(chuàng)新的重要因素。

綜上所述，本文提出如下假設：

H1a：供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新負相關。

H1b：供應商波動與企業(yè)創(chuàng)新負相關。

(二) 社會信任、供應商關系與企業(yè)創(chuàng)新

非正式制度，又稱非正式約束、非正式規(guī)則，是指人們在長期社會交往過程中逐步形成并得到社會認可的約定俗成、共同恪守的行為準則，在意識形態(tài)中處于核心地位，可以彌補正式制度的不完善[20]，有助于優(yōu)化市場環(huán)境，影響和規(guī)范市場主體行為。社會信任是非正式制度的重要組成，是一個區(qū)域、社會的“背景色”，亦會對供應商與企業(yè)創(chuàng)新間的關系產(chǎn)生影響。實際上，企業(yè)的供應商關系或其供應鏈結構與效率問題已然超出了企業(yè)的邊界，其本質已屬于社會關系的維系，故從社會信任的角度探討其如何影響企業(yè)創(chuàng)新等經(jīng)營行為③，既符合邏輯也順應了經(jīng)濟發(fā)展的趨勢及現(xiàn)實。

首先，社會信任有助于促進公平交易行為[21]。供應商較強的議價能力往往會通過增加預付賬款等方式擠占企業(yè)的現(xiàn)金流——尤其是在面臨更大的不確定環(huán)境時，進而對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入形成擠占或抑制效應，這實際上源于企業(yè)之間的低信任水平。因此，更好的社會信任可以有效抑制或抵消企業(yè)間因低信任水平而引發(fā)的“霸道或掠奪性行為”，促進信息共享和公平交易，從而有助于弱化供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新造成的負面影響。

其次，社會信任有助于抑制企業(yè)間的“搭便車”行為。投機性的“搭便車”行為會使企業(yè)承擔更多的隱性成本，并通過供應鏈關系侵蝕行業(yè)乃至整個市場的信任水平[22]。作為企業(yè)的合作伙伴，供應商屬于信息優(yōu)勢方，故其更易于獲取一些“隱性”或非公開的信息，在面臨風險及利益抉擇時，也更易于侵占甚至竊取企業(yè)創(chuàng)新項目的相關信息及其成果。出于預防性動機等考量，研發(fā)創(chuàng)新成果的外溢往往會弱化企業(yè)的創(chuàng)新意愿[23]。實際上，更為充分的信息披露與共享是良好社會信任的表現(xiàn)或結果。在社會信任水平更高的行業(yè)或地區(qū)，企業(yè)之間的合作意愿會更強，也往往會更加注重維護企業(yè)自身的信譽，合作雙方的機會主義行為會因此而顯著減少。此時，企業(yè)間關于研發(fā)創(chuàng)新等相關信息的披露與共享，有助于促進企業(yè)創(chuàng)新④。

最后，社會信任有助于緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束并降低經(jīng)營風險[24]。這同樣得益于更為充分的信息披露與共享水平。創(chuàng)新是一項高風險、高不確定性的活動，故創(chuàng)新型企業(yè)或企業(yè)的創(chuàng)新項目的信息不對稱程度會更高(創(chuàng)新信息暫時或長期不能披露與共享)，進而也使其面臨著更高的融資約束，這成為制約研發(fā)創(chuàng)新投入及其可持續(xù)性的一個關鍵因素[25]。由上文分析可知，更為充分的信息披露與共享是良好社會信任的表現(xiàn)或結果。在社會信任水平更高的行業(yè)或地區(qū)，充分的信息披露使得企業(yè)之間、政企之間尤其是銀企之間的信息共享程度更高，此時，銀行等資金提供者的放款意愿會增強，企業(yè)之間的商業(yè)信用以及民間借貸意愿也會更加積極，從而有助于緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束[26]。此外，在更高的社會信任水平下，違約成本則會顯著增加，機會主義行為的減少以及回款效率(回款比率及速度)的提高，也使得銀行的財務風險和經(jīng)營風險降低，從而擴大其放貸規(guī)模?？梢姡谳^高社會信任背景下，上述積極因素均會為企業(yè)的創(chuàng)新行為提供有效的支撐和保障[27]。

基于此，本文提出如下假設：

H2a：更高的社會信任會緩解供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新的負面影響。

H2b：更高的社會信任會緩解供應商波動對企業(yè)創(chuàng)新的負面影響。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012～2018年中國滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，結合研究主題進行如下處理：(1)考慮到供應鏈關系以及企業(yè)創(chuàng)新的特征與實際意義，僅保留制造業(yè)數(shù)據(jù)；(2)剔除財務數(shù)據(jù)異常的ST以及資產(chǎn)負債率大于1 的樣本；(3)剔除所需指標數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到4008個觀測值，且為避免極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

本文所使用的供應商采購金額比例以及企業(yè)財務數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，社會信任數(shù)據(jù)來源于中國管理科學研究院發(fā)布的《中國城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)藍皮書》(以下簡稱《藍皮書》)。由于《藍皮書》于2010年、2011年、2012年、2015年和2017年共發(fā)布了5次，且本年成績是在上年的基礎上取得的，故本文將缺失數(shù)據(jù)使用上年數(shù)據(jù)進行替代補充，即：2013年和2014年數(shù)據(jù)使用2012年數(shù)據(jù)替代，2016年數(shù)據(jù)使用2015年數(shù)據(jù)替代，2018年數(shù)據(jù)使用2017年數(shù)據(jù)替代。本文數(shù)據(jù)處理與分析使用Stata14.0完成。

(二)變量定義與模型設計

1.變量定義

本文借鑒主流研究的做法，被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新采用“研發(fā)投入/總資產(chǎn)”度量[28]，解釋變量借鑒王勇和劉志遠(2016)的方法，采用前5大供應商采購額占總采購額的比例來衡量供應商集中度[18]，供應商波動采用T-2年至T年的前5大供應商各年度的采購比例之和的標準差來衡量。同時，本文借鑒孫澤宇和齊保壘(2020)的方法，采用《藍皮書》中的“各省份信用環(huán)境排名”加1后取自然對數(shù)來衡量社會信任水平[29]，該數(shù)值越大，社會信任水平越低。

無論是供應商主體發(fā)生變化，還是供應商交易量波動，都并非完全的外生事件，可能受到公司戰(zhàn)略、經(jīng)營狀況波動、內部控制、實際稅負水平、行業(yè)集中度等因素的影響，且上述因素亦會影響企業(yè)創(chuàng)新。因此，為了保證實證結果的可靠性，本文選取了現(xiàn)金流(CASHFLOW)、經(jīng)營風險(RISK)、資產(chǎn)收益率(ROA)、管理費用率(CR)、企業(yè)成長性(GROWTH)、所得稅率(TAX)、企業(yè)戰(zhàn)略差異(DIFF)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、企業(yè)年限(AGE)、行業(yè)集中度(HHI)和企業(yè)性質(STATE)等變量作為本文的控制變量，同時控制了年度和行業(yè)影響。其中，企業(yè)戰(zhàn)略差異借鑒許照成和侯經(jīng)川(2019)的方法，采用營業(yè)毛利率、銷售費用率和無形資產(chǎn)率連續(xù)3年的平均值之和，再減去行業(yè)均值進行度量[30]。具體的變量界定見表1。

表1 變量定義與度量

2.模型構建

為了檢驗本文的研究假設，本文構建如下計量模型：

R&Di,t=α0+α1SUPP/SUPPVi,t+α2CREDITi,t+α3(SUPP/SUPPV*CREDIT)i,t+

∑αiControli+∑Ind+∑Year+εi,t

(1)

本文重點關注的是系數(shù)α1和α3。α1的符號與顯著性代表了供應商集中度/供應商波動是否以及如何影響企業(yè)創(chuàng)新；α3的符號與顯著性代表了社會信任是否以及如何影響供應商集中度/供應商波動與企業(yè)創(chuàng)新間的關系。

四、檢驗結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2可見，企業(yè)創(chuàng)新(R&D)的均值為0.021，中值為0.019，表明我國上市制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入水平仍整體偏低，有待進一步提升。供應商集中度(SUPP)的均值為0.324，中值為0.284，且最大值為0.884，可見我國部分制造業(yè)企業(yè)的供應商集中度較高。供應商波動(SUPPV)的均值為0.056，最小值為0.001，最大值為0.237，標準差為0.045，表明部分樣本企業(yè)的原材料采購交易額的波動較大。按照供應商集中度/供應商波動的數(shù)值由小到大分為3組，企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)由大到小的表現(xiàn)，以上結果初步表明供應商集中度/供應商波動越高，企業(yè)創(chuàng)新越低。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

在控制變量方面，現(xiàn)金流(CASHFLOW)的均值為0.050，標準差為0.062，這與我國制造業(yè)上市公司經(jīng)營現(xiàn)金流水平較低、資金鏈風險較高的普遍現(xiàn)狀以及主流研究基本一致[31]⑤。行業(yè)赫芬達爾指數(shù)(HHI)的均值為0.039，中值為0.035，標準差為0.028，表明我國制造業(yè)上市企業(yè)營收規(guī)模相對較為均衡，行業(yè)結構相對較為合理。企業(yè)成長性(GROWTH)的均值為0.164，標準差為0.298，且戰(zhàn)略差異(DIFF)的標準差為0.594，可見企業(yè)成長性水平和戰(zhàn)略差異度較大，這符合當前我國政策倡導的制造業(yè)多元化布局戰(zhàn)略。

(二)回歸結果與分析

表3列(1)～(2)是僅控制了行業(yè)和年份影響后，供應商集中度(SUPP)和供應商波動(SUPPV)與企業(yè)創(chuàng)新(R&D)的單變量回歸，以分別檢驗供應商集中度、供應商波動對企業(yè)創(chuàng)新的獨立影響；列(3)和(4)加入了其他控制變量。由表3列(1)～(2)可見，供應商集中度/供應商波動與企業(yè)創(chuàng)新的單變量回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，回歸系數(shù)分別為-0.008和-0.052；加入控制變量后，供應商集中度、供應商波動與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果依然在1%的水平上顯著為負。由此可見，無論是靜態(tài)的供應商集中度還是動態(tài)的供應商波動均會削弱企業(yè)創(chuàng)新，基本驗證了假設1a和假設1b。

表3列(5)～(6)分別列示了加入供應商集中度與社會信任的交乘項(SUPP*CREDIT)、供應商波動與社會信任的交乘項(SUPPV*CREDIT)后的回歸結果，交乘項的回歸系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為負，這表明各地區(qū)更高的社會信任度有助于緩解(社會信任指標為反指標)供應商關系(集中度、波動)對企業(yè)創(chuàng)新造成的負面影響，驗證了假設2a和假設2b。

表3 社會信任、供應商關系與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為驗證本文結果的可靠性，本文進行了如下的穩(wěn)健性檢驗。

1.替換解釋變量。行業(yè)特征不同，企業(yè)的經(jīng)營模式也各異，所以供應商關系往往存在著明顯的行業(yè)差異?？紤]行業(yè)特征對供應商關系的影響，我們采用前5大供應商采購額與總采購額之比再減去行業(yè)均值作為供應商集中度的替代度量方法；采用T-2年至T年前5大供應商采購額與總采購額之比的標準差再減去行業(yè)均值作為供應商波動的替代度量方法，對本文模型重新進行回歸，回歸結果均在1%的水平上顯著為負，進一步驗證了假設1a和假設1b。加入社會信任交乘項后，交乘項的回歸系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為負，進一步驗證了假設2a和假設2b。除此以外，我們還使用第一大供應商所占采購比例以及T-2年至T年第一大供應商采購比例波動作為解釋變量，結果依然顯著，由于篇幅有限，檢驗結果未列示。

2.替換調節(jié)變量。供應商關系的本質是社會關系的維系，其受社會信任程度的影響，而社會信任又是多維度多層面的，因此為進一步考察社會信任的影響，本文使用《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中“市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境排序”得分作為社會信任的替換衡量指標，并運用分組檢驗方法，檢驗社會信任對供應商關系與企業(yè)創(chuàng)新二者關系的影響。結果發(fā)現(xiàn)，無論在社會信任水平較高組還是較低組中，供應商集中度和供應商波動均與企業(yè)創(chuàng)新顯著負相關，且不論是供應商集中度還是供應商波動的回歸系數(shù)，在社會信任較高組中的表現(xiàn)(絕對值)均明顯大于其在社會信任較低組中的表現(xiàn)。這表明社會信任能夠顯著緩解供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新造成的負面影響，進一步驗證了假設1a和1b以及假設2a和2b。因篇幅所限，檢驗結果未列示。

(四)內生性檢驗

供應商關系會影響企業(yè)創(chuàng)新活動的開展，而企業(yè)創(chuàng)新亦可能對現(xiàn)階段企業(yè)的財務決策、經(jīng)營方向等方面產(chǎn)生影響，從而影響供應商的數(shù)量及其持續(xù)性。為了解決可能存在的反向因果問題，本文分別使用滯后兩期的供應商集中度和滯后兩期的供應商波動作為工具變量，采用廣義矩估計法(IV-GMM)進行回歸，來解決可能存在的內生性問題。結果顯示，滯后兩期的供應商集中度和供應商波動依然與企業(yè)創(chuàng)新顯著負相關。同時，為了解決由遺漏變量帶來的內生性問題，本文采用固定效應對模型(1)再次回歸，結果顯示，在考慮了內生性問題之后本文的實證結果依然穩(wěn)健。因篇幅所限，檢驗結果未列示。

五、作用機制檢驗

上文基于靜態(tài)的供應商集中度和動態(tài)的供應商波動兩大維度，對供應商關系如何影響企業(yè)創(chuàng)新進行了實證檢驗，接下來本文將進一步分析二者不同的作用機制。作用機制檢驗有助于揭示和把握供應商關系及其兩大維度影響的經(jīng)濟內涵，進而有助于幫助企業(yè)認識和規(guī)避風險因素，為其科學制定創(chuàng)新決策以及其他經(jīng)營策略提供可靠依據(jù)。

在全球化競爭及產(chǎn)業(yè)鏈日益深入和緊密的大背景下，“單打獨斗”已無法適應新的經(jīng)濟環(huán)境，企業(yè)必須縱深考量如何維持更好的供應鏈關系并不斷優(yōu)化其結構與效率。諸多研究表明，供應鏈的“合作效應”所帶來的信息共享優(yōu)勢、財務績效提升以及市場競爭力大于其“競爭效應”[32]；買方市場中更高的供應商集中度并不一定意味著企業(yè)就會遭受上游供應商的強勢“掠奪”⑥，也可能意味著雙方更緊密的合作關系。此時，企業(yè)的原材料采購及存貨管理效率會顯著提升，且出于維持關系的考量，企業(yè)獲得的商業(yè)信用也會更多[33]，故供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新的作用有可能是促進而非弱化。那么，為何供應商關系最終表現(xiàn)出對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用呢？本文推測,其原因可能在于伴隨供應商關系而來的巨額關系型專用資產(chǎn)投資及其引發(fā)的路徑依賴所帶來的負面效應，抵消并大于由合作效應帶來的信息共享、庫存管理效率提升等方面的正面影響。為此，我們構建模型(2)來檢驗關系型專用資產(chǎn)在供應商集中度與供應商波動中的不同表現(xiàn)。

ASIi,t=β0+β1SUPP/SUPPVi,t+∑βiControli+∑Ind+∑Year+εi,t

(2)

R&Di,t=γ0+γ1SUPPi,t+γ2ASIi,t+∑γiControli+∑Ind+∑Year+εi,t

(3)

PREi,t=δ0+δ1SUPP/SUPPVi,t+∑δiControli+∑Ind+∑Year+εi,t

(4)

R&D=η0+η1SUPPVi,t+η2PREi,t+∑ηiControli+∑Ind+∑Year+εi,t

(5)

表4中，第(1)～(2)列為供應商集中度、供應商波動分別與關系型專用資產(chǎn)的回歸結果⑦?？梢?，供應商集中度(SUPP)與關系型專用資產(chǎn)(ASI)在1%的水平上顯著正相關，初步證明供應商集中度的上升，會導致企業(yè)關系型專用資產(chǎn)的增加；而供應商波動(SUPPV)的回歸結果并不顯著，說明其與供應商集中度的傳導路徑不同，應予以分別探討。

接下來，我們借鑒溫忠麟等(2014)的中介效應檢驗方法[34]，構建模型(3)，進一步考察關系型專用資產(chǎn)是否是供應商集中度影響企業(yè)創(chuàng)新的有效中介。首先，使用模型(1)檢驗供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新是否顯著相關，這一步的回歸結果已在表3中報告，系數(shù)顯著為負，說明供應商集中度阻礙了企業(yè)創(chuàng)新；第二步，使用模型(2)，對中介變量關系型專用資產(chǎn)(ASI)與供應商集中度(SUPP)進行回歸，結果如表4列(1)所示；第三步，使用模型(3)，將被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新(R&D)與解釋變量供應商集中度(SUPP)以及中介變量關系型專用資產(chǎn)(ASI)同時放入模型中進行回歸，檢驗系數(shù)的顯著性和方向。如表4列(3)所示，供應商集中度(SUPP)的回歸結果依然顯著為負，說明關系型專用資產(chǎn)的部分中介效應成立，即供應商集中度的上升會導致關系型專用資產(chǎn)的增加，從而形成對企業(yè)創(chuàng)新的資源擠占，進而阻礙了企業(yè)創(chuàng)新。

供應商波動代表了供應商采購比例的變化，更大的波動意味著企業(yè)供給側面臨著更高的不確定性。為了消除不確定性給正常生產(chǎn)經(jīng)營活動帶來的負面影響，企業(yè)往往會尋找新的供應商建立合作關系，而為了防止機會主義行為，供應商會采取相應的預防手段，包括要求企業(yè)繳納更多的預付款或保證金——尤其是在合作關系較為松散的初期，從而對企業(yè)創(chuàng)新形成資源“擠出效應”。為此，我們首先構建模型(4)來檢驗供應商波動幅度的加大是否會提高企業(yè)預付賬款的水平⑧，其次構建模型(5)，將企業(yè)創(chuàng)新與供應商波動以及預付賬款放入同一模型進行回歸，以此檢驗預付賬款所發(fā)揮的中介效應是否成立。

表4的列(4)～(5)是供應商集中度、供應商波動分別與預付賬款(PRE)的回歸結果，預付賬款采用“預付賬款/營業(yè)收入”來度量。由結果可見，供應商集中度(SUPP)與預付賬款(PRE)的回歸結果并不顯著，說明正常交易中所要求的預付賬款并不會因供應商集中度的上升而減少；而供應商波動與預付賬款顯著正相關，這可能是因供應商出于預防動機導致預付賬款水平的提升。我們同樣借鑒溫忠麟等(2014)的三步中介效應檢驗法，來進一步檢驗該結果?；貧w結果見表4的第(5)～(6)列。由結果可知，供應商波動會顯著增加企業(yè)所需支付的預付賬款，擠占企業(yè)的財務資源，從而對企業(yè)創(chuàng)新造成負面影響。

表4 中介效應檢驗

六、研究結論及啟示

本文采用2012～2018年滬深A股制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，分別從供應商集中度和供應商波動兩個維度，探討了供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)：(1)供應商集中度和供應商波動均會阻礙企業(yè)創(chuàng)新；(2)社會信任作為一種非正式制度能夠有效緩解這種負面效應；(3)供應商集中度增加了企業(yè)的關系型專用資產(chǎn)規(guī)模，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生資源擠占；供應商波動會增加企業(yè)預付賬款規(guī)模，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生資源擠占。本文從供應商集中度和供應商波動兩個維度研究了其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并探討了社會信任在其中發(fā)揮的作用，為供應商關系研究提供了新的視角，且豐富了企業(yè)創(chuàng)新在外部市場主體關系方面的影響因素研究，同時亦是對非正式制度領域研究的有益補充。

本文研究結論的政策啟示有：(1)在全球經(jīng)濟深度融合的大趨勢下，企業(yè)邊界日益模糊，供應鏈關系日益重要，如何分析并厘清供應商關系的本質，找出發(fā)揮其優(yōu)勢的關鍵影響因素，以助力企業(yè)經(jīng)營績效及研發(fā)創(chuàng)新，是一個值得深入探討的問題；(2)諸多研究表明，在轉型過渡時期非正式制度能夠發(fā)揮促進信息共享及公平競爭的獨特作用，因此在完善正式制度的同時，非正式制度的發(fā)展與完善同樣應當予以重視，正式制度與非正式制度“雙管齊下”才能更好地助推我國產(chǎn)業(yè)轉型和經(jīng)濟健康發(fā)展。

本研究還存在以下不足：一是受制于數(shù)據(jù)的可得性，我們尚未開展精確的配比研究，所以無法區(qū)分供應商更換的原因(如企業(yè)轉變生產(chǎn)方向、供應商破產(chǎn)等等)，故供應商波動對企業(yè)創(chuàng)新的影響還有待進一步深入研究；二是關于社會信任的多層面影響及其作用機制還有待深入考察。這些都是后續(xù)研究的可行方向。

注釋：

①如有研究認為“競爭效應”是供應商與企業(yè)間競爭的主旋律，供應商集中度會提升供應商在交易中的地位和議價能力，這有利于其侵占企業(yè)資源，進而造成對企業(yè)創(chuàng)新資源的擠出[35]；還有研究認為“合作效應”主導著供應商與企業(yè)間的關系，更高的供應商集中度會提升雙方的合作績效，強化信息共享意愿，進而促進企業(yè)創(chuàng)新[33]。

②企業(yè)供應商關系或供應鏈的結構與效率已經(jīng)超出企業(yè)的邊界，其本質其實已經(jīng)屬于社會關系，故從社會信任的角度探討其影響既符合邏輯也順應現(xiàn)實。

③這里的“社會信任”實際上包含了兩個層面：一是企業(yè)之間的信任關系；二是企業(yè)所在行業(yè)或整個市場的誠信水平或氛圍，即社會層面的信任關系。

④信息披露或共享與社會信任水平的同向互動，使得企業(yè)之間可以更大程度地披露和共享研發(fā)創(chuàng)新等相關信息，同時亦大大降低了類似于研發(fā)創(chuàng)新等高成本行為的負外部性(被侵占或掠奪)，而這兩方面均有利于促進企業(yè)創(chuàng)新。

⑤值得說明的是，本文并未刪除現(xiàn)金流(CASHFLOW)為負的樣本數(shù)據(jù)，這是因為在供應商波動(SUPPV)較大的情況下，企業(yè)有可能會應急儲備大量存貨，導致當期經(jīng)營性現(xiàn)金流變?yōu)樨撝?，為了更準確考察供應商波動對企業(yè)產(chǎn)生的影響，故對該部分數(shù)據(jù)予以保留。

⑥很多因素均具有兩面性。上文主要基于更高集中度下供應商的強勢議價地位可能對企業(yè)形成的“掠奪效應”，這里強調其另一面，即更高的集中度也可能是更緊密合作關系的反映。

⑦借鑒程宏偉(2004)、周煜皓和張盛勇(2014)的度量方法，關系型專用資產(chǎn)(ASI)為固定資產(chǎn)凈值、在建工程凈值、無形資產(chǎn)以及長期待攤費用之和與公司資產(chǎn)總額之比。

⑧需說明的是，根據(jù)以往對于關系型專用資產(chǎn)及預付賬款的相關研究，我們對模型的控制變量進行了相應的調整。