胡勇強，章萬杰，朱勝婷

(1.安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學院 電子商務學院； 2.安徽師范大學 經(jīng)濟管理學院，安徽 蕪湖 241000)

近年來，隨著創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略持續(xù)深入推進，我國企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入不斷攀升。據(jù)《2020年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》顯示，2020年我國研發(fā)經(jīng)費投入為24 393.1億元，其中企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入達到18 673.8億元，較上年增長10.4%，對全國研發(fā)經(jīng)費增長的貢獻達77.9%，企業(yè)已然成為創(chuàng)新活動的主體且引領作用愈發(fā)明顯。另一方面，國家知識產(chǎn)權(quán)局公布數(shù)據(jù)顯示，雖然2020年中國專利申請數(shù)居世界第一，達到了149.7萬件，但對于能反映創(chuàng)新質(zhì)量的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)，在全部專利授權(quán)數(shù)中占比僅為28.8%，低于一些發(fā)達國家水平?？傮w上看，我國企業(yè)的研發(fā)水平仍然處在“量大而質(zhì)低”的狀態(tài)，如何優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，提高企業(yè)創(chuàng)新效率，是當前學術(shù)界亟需考慮的重要問題。

供應商，尤其是主要供應商，作為企業(yè)的關鍵利益相關者，與企業(yè)所形成的“供應商/企業(yè)”關系是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要力量[1]?？v觀相關已有文獻，關于供應商關系對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究主要存在抑制論和促進論兩種觀點，抑制論認為企業(yè)與供應商間的緊密關系不利于企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)與供應商的目標不一致，關系的加強會促使供應商獲得相較于企業(yè)更高的議價能力[2]，加劇了企業(yè)融資約束程度，提高了企業(yè)的經(jīng)營風險，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新。促進論認為企業(yè)與供應商間的關系越緊密，供應商便有足夠的動機、能力參與企業(yè)治理，幫助企業(yè)整合供應鏈資源，甚至會提供與技術(shù)創(chuàng)新相關的前期基礎，而這對于企業(yè)成功創(chuàng)新非常重要。綜上，現(xiàn)有關于供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新的研究主要聚焦企業(yè)的創(chuàng)新績效，僅從創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出的視角考慮，忽略了投入與產(chǎn)出的整體性。為此，本文將能反映企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的企業(yè)創(chuàng)新效率納入研究框架，以求能夠從新的視角得到一些有價值的結(jié)論。另外考慮到企業(yè)自身特征對供應商集中度與創(chuàng)新效率關系獨特作用，將企業(yè)規(guī)模也納入本文的研究范圍，探索在企業(yè)規(guī)模處于不同區(qū)間時，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。

1 理論分析與研究假設

供應商作為企業(yè)重要利益相關者，一直被視為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的源泉和生存基石，是企業(yè)創(chuàng)新效率的重要影響因素之一。創(chuàng)新活動是一項資金投入大，周期較長的高風險投資活動。企業(yè)將大量資金投入技術(shù)創(chuàng)新，如果成功，供應商并不會享受到創(chuàng)新活動產(chǎn)生的收益，反之，供應商則需承擔因企業(yè)創(chuàng)新失敗所造成的負面影響。在這種情況下，供應商會限制企業(yè)進行如創(chuàng)新活動等高風險活動以保證自身收益的穩(wěn)定性。

基于產(chǎn)業(yè)組織議價能力視角，供應商與企業(yè)在市場競爭中是此消彼長的博弈關系[3]。供應商議價能力在一定程度上取決于與企業(yè)關系型交易的比例，比例越高，供應商議價能力越強。供應商會利用自身較強的議價能力，通過提高原材料價格、延長送貨時間等方式對議價能力較弱的企業(yè)施加不利影響，采用先付款后發(fā)貨的方式要求企業(yè)提供更多的商業(yè)信用或要求現(xiàn)金支付增大企業(yè)資金壓力和要求承擔倉儲、運輸?shù)荣M用提高企業(yè)采購成本。這些都會迫使企業(yè)持有更多的現(xiàn)金，減少研發(fā)資金的投入，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。鄭登攀等[4]通過對2009-2012年我國134家上市公司數(shù)據(jù)的研究，證實了當供應商議價能力較高時，供應商不愿配合企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新。

基于市場結(jié)構(gòu)視角，供應商關系型交易比例的提高會增強企業(yè)對供應商的路徑依賴，較強的路徑依賴往往會減弱企業(yè)的創(chuàng)新動機[5]。另外，從鞏固企業(yè)與供應商關系角度看，企業(yè)為維護與供應商的關系，維持供應商原材料的穩(wěn)定供應，需要經(jīng)常進行關系專有投資。一方面，較高的關系專有投資通常會帶來較高的財務成本，企業(yè)必須通過限制債務使用或持有更多流動資產(chǎn)以應對較高財務成本所引發(fā)的潛在風險，較高的流動資產(chǎn)需求也會弱化企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新上投入更多資金的動機[6]。另一方面，關系專有資產(chǎn)具有的專門性意味著一旦供應商發(fā)生變化，企業(yè)先前的努力將付諸東流，也會影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動機，不利于創(chuàng)新效率的提升。另外，供應商集中度越高，風險的傳導效應越強[7]，如經(jīng)濟不景氣時要求企業(yè)加大采購量，主要供應商發(fā)生破產(chǎn)倒閉時，增大了企業(yè)斷供風險。而且，異質(zhì)性資源作為企業(yè)進行創(chuàng)新的重要因素[8]，是提高創(chuàng)新效率的重要源泉，供應商集中度的提高也會縮小企業(yè)獲取異質(zhì)性資源的范圍。據(jù)此，提出如下假設：

H1：其他條件相同情況下，供應商集中度越高，企業(yè)創(chuàng)新效率越低。

熊彼特認為，企業(yè)規(guī)模是研究創(chuàng)新活動中必不可少的因素，規(guī)模經(jīng)濟會影響創(chuàng)新活動的投入。在供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新效率關系中，企業(yè)規(guī)模的門檻作用主要表現(xiàn)在3個方面：第一，企業(yè)融資能力受企業(yè)規(guī)模影響，規(guī)模大的企業(yè)相對于規(guī)模小的企業(yè)來說，面臨的融資約束程度會更低，能開拓出更多的創(chuàng)新資源；第二，企業(yè)規(guī)模會顯著影響企業(yè)創(chuàng)新風險的承擔能力，創(chuàng)新具有不確定性和風險性，大型企業(yè)不僅組織架構(gòu)和經(jīng)營管理更為完善、成熟，而且還擁有更多的資源和社會網(wǎng)絡，更有能力避免創(chuàng)新失敗帶來的風險，甚至是承擔失敗所帶來的損失，另外，也能更好地削弱客戶或供應商的傳導風險；第三，企業(yè)規(guī)模也會對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新資源產(chǎn)生影響。首先，規(guī)模越大的企業(yè)，對資源的獲取與利用能力相對于規(guī)模小的企業(yè)來說更強；其次，大企業(yè)的議價能力強于小企業(yè)，在談判中有助于削弱客戶的議價能力、減少商業(yè)信用占用。據(jù)此，提出如下假設：

H2：其他條件相同的情況下，企業(yè)規(guī)模對供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新效率的關系存在門檻效應。企業(yè)規(guī)模越大，高供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的不利影響越小或不顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

制造業(yè)作為我國產(chǎn)業(yè)基礎的發(fā)展與核心，實施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略對其健康發(fā)展、轉(zhuǎn)型升級具有重要推動作用。本文以2018-2020年滬深A股制造業(yè)上市企業(yè)為研究對象，在剔除了財務狀況異常、關鍵變量缺失和年報信息披露不全的樣本企業(yè)后，共得到1 141家企業(yè)3 423個平衡面板觀測值，其中研發(fā)投入數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，專利申請量數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

2.2 變量定義

(1)企業(yè)創(chuàng)新效率(CIE)。借鑒權(quán)小峰等[9]的研究，利用專利申請數(shù)與研發(fā)投入加1的自然對數(shù)之比表示企業(yè)創(chuàng)新效率。

(2)供應商集中度(SC)。供應商集中度反映了企業(yè)與主要供應商的親疏情況，借鑒鄒美鳳等[2]的做法，以前五大供應商采購比例表示。

(3)門檻變量：企業(yè)規(guī)模(Size)。以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。

(4)控制變量(Control Variables)：在參考已有研究的基礎上，選取如下控制變量：資產(chǎn)負債率(Lev，年末總負債/年末總資產(chǎn))，總資產(chǎn)凈利潤率(Roa，凈利潤/總資產(chǎn)平均余額)，營業(yè)收入增長率(Growth，營業(yè)收入本期增加額/上年營業(yè)收入)，獨立董事比例(Indep，獨立董事人數(shù)/董事會人數(shù))，托賓Q值(TobinQ，(流通股市值+非流通股股份數(shù)×每股凈資產(chǎn)+負債賬面值)/總資產(chǎn))，企業(yè)年齡(Age，企業(yè)成立時間的自然對數(shù))，政府支持(Sub，政府補助金額/營業(yè)收入)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe，國有控股企業(yè)為1，其余為0)。另外，本文對年度效應(Year)和行業(yè)效應(Indus)也進行了控制。

2.3 模型構(gòu)建

根據(jù)研究假設，為檢驗供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，建立模型(1)：

CIEi,t=α1+α2SCi,t+α3-9ControlVariablesi,t+Year+Indus+ε

(1)

借鑒Hansen[10]門檻回歸基本模型，構(gòu)建模型(2)，探究企業(yè)規(guī)模是否存在門檻值，使得供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新效率的關系發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。模型建立如下：

CIEi,t=μi,t+α1SCi,t?I(Sizei,t≤γ)+α2SCi,t?I(Sizei,t〉γ)+θCVi,t+εi,t

(2)

其中，i表示企業(yè)，t表示年份。CIEi,t代表了企業(yè)創(chuàng)新效率，SCi,t表示企業(yè)供應商集中度，Sizei,t表示企業(yè)規(guī)模，CVi,t表示控制變量，γ表示特定的門檻值，I(?)表示指示函數(shù)，μi,t為表示不可觀測的效應系數(shù)，ε表示隨機誤差，α1、α2和θ表示回歸系數(shù)。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

為消除極端值對回歸結(jié)果的影響，對連續(xù)性變量進行上下1%的Winsorize處理。由表1可以看出，我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率的最小值為0，最大值為22.797，標準差為3.131，表明不同制造業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新效率上存在較為顯著的差異。從供應商角度看，供應商集中度的均值為0.326，最大值為0.876，最小值為0.074，部分制造業(yè)企業(yè)供應商集中程度的偏高拉高了整體水平，反映了供應商集中在我國制造業(yè)企業(yè)中確實存在。

通過對主要變量進行Pearson相關性分析(篇幅所限，資料備索)，發(fā)現(xiàn)供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新效率存在負相關，在1%顯著性水平上顯著。另外，主要變量間的相關系數(shù)的絕對值小于0.3，VIF值最大為1.40，均值為1.15，表明模型基本不存在共線性問題。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3.2 面板模型回歸結(jié)果

首先，采用Hansen提出的門檻估計方法進行檢驗，結(jié)果見表2。企業(yè)規(guī)模的雙重門檻和三重門檻都不顯著，僅單一門檻顯著。因此，可以根據(jù)單一門檻值將制造業(yè)企業(yè)分為大規(guī)模企業(yè)(Size>24.792)和小規(guī)模企業(yè)(Size<24.792)。

其次，分析處于不同企業(yè)規(guī)模階段的供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，回歸結(jié)果如表3所示。總體上看，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)為-0.025，在1%顯著性水平上顯著，表明供應商集中度的提高會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新效率的提升，H1得到驗證。模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果表明，當企業(yè)規(guī)模小于24.792時，供應商集中度的回歸系數(shù)為-0.019，通過了1%顯著性水平檢驗，表明當企業(yè)規(guī)模較小時，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率提升具有顯著制約作用；當企業(yè)規(guī)模大于24.792時，供應商及中的回歸系數(shù)為-0.037，但未通過顯著性檢驗，表明當企業(yè)規(guī)模較大時，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率不會產(chǎn)生影響，H2成立。

表2 門檻效果自抽樣檢驗

表3 回歸結(jié)果分析

4 穩(wěn)健性檢驗

通過改變核心變量的方式進行穩(wěn)健性檢驗。首先，改變解釋變量的度量方式，以第一大供應商采購占比表示供應商集中度，此時，供應商集中度的回歸系數(shù)為-0.029，t值為-6.09，在1%水平上顯著。其次，改變被解釋變量的度量方式，參考白俊紅[11]研究成果，將發(fā)明、實用新型和外觀專利按照3∶2∶1的權(quán)重，計算綜合得分，將綜合得分與研發(fā)投入加1的自然對數(shù)之比表示企業(yè)創(chuàng)新效率。結(jié)果顯示，供應商集中度的回歸系數(shù)為-0.008，t值為-7.04，通過了1%顯著性水平檢驗。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與上文保持一致，說明了研究結(jié)論具有可靠性。

5 結(jié)論與啟示

基于企業(yè)規(guī)模的門檻視角，利用2018-2020年滬深A股制造業(yè)上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了對處于不同企業(yè)規(guī)模的企業(yè)，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。研究結(jié)果表明，高供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率提升具有顯著不利影響；企業(yè)規(guī)模在供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的不利影響中具有單一門檻效應，當企業(yè)規(guī)模大于門檻值時，供應商集中度對企業(yè)創(chuàng)新效率的負向影響不再顯著。

本文在理論上拓寬了供應商集中度與企業(yè)創(chuàng)新關系的研究范式，也拓展了供應鏈的研究視野。在實踐啟示上，當企業(yè)規(guī)模較小時，企業(yè)應積極尋找優(yōu)質(zhì)供應商，與具有不同商業(yè)背景的供應商合作以防止供應商集中度過高給企業(yè)創(chuàng)新帶來的不利影響；當企業(yè)規(guī)模較大時，企業(yè)應與個別值得信賴的供應商進行長期穩(wěn)定合作，以降低交易過程中產(chǎn)生的交易成本、降低信息不對稱性，獲取更多的創(chuàng)新資源，提高企業(yè)創(chuàng)新效率。