陳金龍 李志偉

（華僑大學工商管理學院， 泉州 362021）

引 言

研發(fā)投入指的是企業(yè)分配給研發(fā)活動的資源，不斷推出新產(chǎn)品或服務(wù)的創(chuàng)新戰(zhàn)略［1］。 企業(yè)的研發(fā)投入不僅是維持生存和確保增長能力的基本因素， 也是與高風險性和不確定性相關(guān)的決策［2］。 在當前再工業(yè)化的全球態(tài)勢下， 強調(diào)制造業(yè)， 突出硬科技， 保障供應(yīng)鏈產(chǎn)業(yè)鏈安全， 還要繼續(xù)加大研發(fā)投入， 為實現(xiàn)高科技技術(shù)自立自強提供有力支撐。 因此， 研究影響高科技企業(yè)研發(fā)投入的因素具有重要價值， 吸引了學者的廣泛關(guān)注。 近年來， 受新冠肺炎疫情、 俄烏戰(zhàn)爭以及地緣政治的影響， 企業(yè)在管理供應(yīng)商關(guān)系時更加青睞穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系。 如匹克集團與供應(yīng)商“陜西匹克玄凱新材料有限公司” 長期保持穩(wěn)定的合作關(guān)系，匹克集團利用供應(yīng)商的“態(tài)極” 科技技術(shù)研發(fā)出態(tài)極鞋大幅提高了企業(yè)的銷售額， 使得匹克集團在2021 年9 月獲近3 億美元戰(zhàn)略融資， 關(guān)于這筆融資資金用途， 匹克集團CEO 表示， 將主要用于科技研發(fā)和產(chǎn)品升級等方面。 基于此， 本文從供應(yīng)商關(guān)系視角出發(fā)， 研究供應(yīng)商穩(wěn)定性是否影響企業(yè)研發(fā)投入， 能夠為企業(yè)實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略提供新的思路。

現(xiàn)有關(guān)于供應(yīng)商關(guān)系的研究已經(jīng)很充分， 但很少有研究關(guān)注兩個看似一致， 但關(guān)注點不同的供應(yīng)商關(guān)系維度， 目前學者普遍認為供應(yīng)商集中度高就是穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系， 然而出于某些行業(yè)特性， 企業(yè)雖擁有較高的供應(yīng)商集中度， 但在不同的年份， 外部因素將會導致企業(yè)更換供應(yīng)商關(guān)系。 在此情形下， 集中度這一概念無法準確衡量穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系。 因此， 本文首先對這兩個概念予以區(qū)分， 供應(yīng)商集中度指的是收入大部分依賴于主要供應(yīng)商或認為供應(yīng)商對其業(yè)務(wù)很重要的企業(yè)， 這主要強調(diào)的是對主要供應(yīng)商的依賴性。而供應(yīng)商穩(wěn)定性意味著與原有的供應(yīng)商繼續(xù)建立合作關(guān)系， 但并不一定表示排除與其他供應(yīng)商的關(guān)系。 與供應(yīng)商集中度不同， 這強調(diào)的是主要供應(yīng)商近幾年的一致性。 現(xiàn)有研究普遍認為供應(yīng)商集中度增加了企業(yè)運營和財務(wù)風險［3］， 進而降低企業(yè)研發(fā)投入［4，5］。 但也有學者持不同的觀點， 如方健［6］認為隨著供應(yīng)商集中度的提高， 創(chuàng)新投入呈現(xiàn)先增加后下降的趨勢。 相反， Lai 等［7］發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商穩(wěn)定性會提高供應(yīng)商向企業(yè)提供的產(chǎn)品質(zhì)量， 降低企業(yè)運營風險， 這種關(guān)系在關(guān)系越穩(wěn)定時越強烈。 因此， 本文提出研究問題， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響如何。 從資源基礎(chǔ)理論視角看， 穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系為企業(yè)提供了競爭優(yōu)勢， 企業(yè)有更大的信心進行研發(fā)投資。 供應(yīng)鏈協(xié)同理論主張， 供應(yīng)鏈中的各方通過密切合作、信息共享和資源共享， 能夠共同提高效率和降低成本。 在供應(yīng)商集中度高時， 由于供應(yīng)商和企業(yè)建立了較為緊密的關(guān)系， 可能與供應(yīng)商穩(wěn)定性產(chǎn)生有效的協(xié)同效應(yīng)， 而不僅僅是供應(yīng)商集中度給企業(yè)帶來的不利的一面。 這種協(xié)同效應(yīng)通過減少信息不對稱、 提高溝通質(zhì)量和增強雙方對合作成功的信任來提升研發(fā)投入。 供應(yīng)商集中度高的企業(yè)有更強烈的動機與供應(yīng)商建立長期、 互信和有益的關(guān)系。 而以往供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究尚未得出一致的結(jié)論可能是對這兩個概念的混淆造成的。 因此， 本文進一步研究企業(yè)在不同供應(yīng)商集中度時供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入影響有何不同。

本文采用手工收集的供應(yīng)商穩(wěn)定性數(shù)據(jù)， 基于動態(tài)視角研究了供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響； 研究發(fā)現(xiàn)在供應(yīng)商集中度高時， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響更顯著， 為企業(yè)在不同供應(yīng)商集中度時進行供應(yīng)商關(guān)系管理提供理論借鑒； 機制分析發(fā)現(xiàn)， 供應(yīng)商穩(wěn)定性可以通過降低經(jīng)營風險和緩解融資約束影響企業(yè)研發(fā)投入，打開了供應(yīng)商穩(wěn)定性影響企業(yè)研發(fā)投入的黑箱。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在顯著的地區(qū)差異。 綜上， 本文對供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進行實證檢驗， 進一步完善相關(guān)理論。

1 文獻回顧

以往對企業(yè)研發(fā)投入的影響因素研究， 多集中于外部環(huán)境和企業(yè)內(nèi)部治理角度［8］。 近年來，已有學者開始從動態(tài)視角研究供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)經(jīng)營的影響， 與供應(yīng)商建立穩(wěn)定關(guān)系的重要性已在文獻中得到廣泛認可。 如Gu 等［9］發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商穩(wěn)定性可以提高企業(yè)競爭力和財務(wù)績效。 Peng等［10］進一步發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商穩(wěn)定時， 可以在企業(yè)IPO前傳遞利益給IPO 公司， 因此企業(yè)可以獲得更多的IPO 折扣， 這有助于減少企業(yè)資金流失， 緩解企業(yè)資金約束。 黃宏斌等［11］發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商穩(wěn)定性可以通過供應(yīng)鏈協(xié)作提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。 而且穩(wěn)定的供應(yīng)商更有可能追求與企業(yè)之間的協(xié)作創(chuàng)新， 合作可以在生產(chǎn)過程中創(chuàng)造效率增益， 使供應(yīng)商更多地參與企業(yè)關(guān)系特定的研發(fā)投資［12］。研發(fā)投資具有高不確定性， 有研究發(fā)現(xiàn)知識來源的信息透明可以通過減少投資結(jié)果的不確定性來促進企業(yè)對后續(xù)創(chuàng)新的投資［13］。

關(guān)于供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究尚未達成一致的結(jié)論。 黃千元和宋遠方［4］發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商集中度會通過影響企業(yè)研發(fā)的積極性對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生負向影響。 任莉莉和張瑞君［8］從企業(yè)迎合供應(yīng)商視角發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)為了維護與供應(yīng)商之間的合作關(guān)系， 避免因為供應(yīng)商轉(zhuǎn)換而帶來的風險和成本， 往往會選擇對供應(yīng)商進行迎合， 供應(yīng)商關(guān)注企業(yè)能否按時支付貨款， 如果企業(yè)融資約束情況較嚴重， 為了減少供應(yīng)商的擔憂， 企業(yè)會選擇降低研發(fā)投入而保持足夠?qū)捤傻馁Y金狀態(tài)以實現(xiàn)對供應(yīng)商的承諾。 但方健［6］卻認為隨著供應(yīng)商集中度的提高， 主要供應(yīng)商將擠占企業(yè)創(chuàng)新投入資源， 創(chuàng)新投入呈現(xiàn)先增長后下降的趨勢。

綜上， 現(xiàn)有關(guān)于供應(yīng)商關(guān)系對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究大多從供應(yīng)商集中度角度入手， 研究了供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)績效、 融資約束等的影響，未考慮到供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響。而且以往研究供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入的影響尚未得出一致的結(jié)論， 原因可能是過去的研究是在供應(yīng)商穩(wěn)定的前提下進行的， 可能存在供應(yīng)商既集中又穩(wěn)定的情況。 為了進一步分析供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入的影響結(jié)論不一致的原因，考慮供應(yīng)商既集中又穩(wěn)定這一可能情況， 本文分析了供應(yīng)商集中度的調(diào)節(jié)作用， 對現(xiàn)有研究進行補充。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入

供應(yīng)商穩(wěn)定性意味著與原有的供應(yīng)商繼續(xù)建立合作關(guān)系， 這有助于企業(yè)與供應(yīng)商進行溝通合作、 信息共享與內(nèi)部學習并積累信任形成商業(yè)共生關(guān)系， 來自這些合作伙伴的技術(shù)反哺提高。 根據(jù)供應(yīng)鏈協(xié)同理論， 供應(yīng)商穩(wěn)定性可以降低企業(yè)面臨的市場風險、 分擔企業(yè)財務(wù)風險、 提高服務(wù)質(zhì)量、 提高生產(chǎn)率和降低成本［14］。 一個低風險的經(jīng)營環(huán)境為企業(yè)提供了更為穩(wěn)定的預期現(xiàn)金流，有助于企業(yè)將視角轉(zhuǎn)向長期的戰(zhàn)略規(guī)劃。 在這種環(huán)境下， 企業(yè)更有可能進行長周期、 高不確定性的研發(fā)投資， 從而更有效地分攤未來的不確定性。

Peng 等［10］研究表明， 供應(yīng)商穩(wěn)定性使企業(yè)能以更低的資本成本募集資金， 這有助于減少企業(yè)資金流失。 買方－供應(yīng)商關(guān)系穩(wěn)定時進行信息交換多于公平交易， 這種信息交換可以降低信息不對稱、 促進供應(yīng)商協(xié)同創(chuàng)新和提高產(chǎn)品質(zhì)量［15］，研究發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商創(chuàng)新能力能夠通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力緩解企業(yè)融資約束［16］。 融資能力的增強為企業(yè)提供了更多的外部資源渠道， 從而降低了研發(fā)的資本成本， 這使得某些之前被視為資本受限的項目變得可行。 當企業(yè)能夠以更低的資本成本獲得資金時， 其投資門檻相應(yīng)降低， 進而更容易啟動新的研發(fā)項目。

綜上， 本文認為供應(yīng)商穩(wěn)定性會促進企業(yè)進行研發(fā)投入， 從而在長期競爭中獲得更為穩(wěn)固的市場地位。 基于此， 提出如下假設(shè)：

H1： 企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性越高， 企業(yè)研發(fā)投入越多。

2.2 供應(yīng)商穩(wěn)定性、 供應(yīng)商集中度與企業(yè)研發(fā)投入

當企業(yè)對單個或少數(shù)供應(yīng)商的采購依賴程度過高時， 其多元化程度較低， 企業(yè)可能被迫在價格上做出讓步， 并在運營、 營銷和融資方面做出有利于其主要供應(yīng)商的決策［17］。 與這些供應(yīng)商關(guān)系的中斷對企業(yè)及其投資者來說是一個重要的風險來源［18］， 可能導致企業(yè)生產(chǎn)中斷、 供應(yīng)不穩(wěn)定以及潛在的損失， 增加了企業(yè)的經(jīng)營風險。 顧婧等［19］也認為供應(yīng)商集中度高的企業(yè)更容易受到供應(yīng)商中斷風險的影響。

相反， 當企業(yè)的采購不集中于主要供應(yīng)商時，供應(yīng)商集中度低意味著選擇權(quán)的增加， 從而使企業(yè)在供應(yīng)鏈利益分配中處于更有利的地位， 有助于提高企業(yè)盈利水平和資產(chǎn)價值［20］。 在這種情況下， 即使供應(yīng)商發(fā)生變動， 也只能對企業(yè)的運營和財務(wù)狀況產(chǎn)生有限的影響， 企業(yè)的日常經(jīng)營活動仍能有序進行， 因此供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)未來的經(jīng)營影響較為有限。 企業(yè)可以轉(zhuǎn)向其他供應(yīng)商，或者在雙重采購的情況下， 讓一個供應(yīng)商與另一個供應(yīng)商競爭［21］。 這種情境中的企業(yè)擁有更大的市場權(quán)力， 可以更靈活地應(yīng)對市場變化， 調(diào)整其供應(yīng)商管理策略， 從而抵御外部環(huán)境的不確定性，降低供應(yīng)商變動風險， 并在一定程度上提高其研發(fā)投入的自由度。

綜上， 本文認為供應(yīng)商集中度會進一步加強供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響。 基于此，提出如下假設(shè)：

H2： 相比于供應(yīng)商集中度低的企業(yè)， 供應(yīng)商集中度高的企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性對研發(fā)投入的促進作用更顯著。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2008 ～2021 年滬深A 股中隸屬于高科技行業(yè)的公司為研究樣本。參考彭紅星和毛新述［22］的研究， 確定了高科技上市公司的行業(yè)代碼。 供應(yīng)商穩(wěn)定性原始數(shù)據(jù)來自于CNRDS 數(shù)據(jù)庫并通過手工整理收集獲得， 其他數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 根據(jù)研究目的和主題， 數(shù)據(jù)處理如下：剔除金融類上市企業(yè)； 剔除ST、 PT 樣本； 排除年報附注中供應(yīng)商數(shù)據(jù)披露不完整的企業(yè)； 對數(shù)據(jù)進行上下1%的縮尾處理， 以消除極端值影響，最終得到845 個樣本。

3.2 變量定義

（1） 被解釋變量： 研發(fā)投入（RD）。 參考段軍山和莊旭東［23］、 何源等［24］的研究， 本文采用研發(fā)經(jīng)費的自然對數(shù)值衡量研發(fā)投入， 并且選用研發(fā)投入強度（RD1）的相對數(shù)指標進行穩(wěn)健性檢驗， 用企業(yè)研發(fā)投入占企業(yè)總資產(chǎn)的百分比進行衡量。

（2） 解釋變量： 供應(yīng)商穩(wěn)定性（SUS）。 參考Gu 等［9］的研究， 從動態(tài)角度衡量供應(yīng)商穩(wěn)定性，以揭示與去年相比， 主要供應(yīng)商與企業(yè)的交易份額在1 年中保持不變的量值。 在式（1） 中， 下標i表示企業(yè)，j表示企業(yè)的主要供應(yīng)商之一，t表示時間（年）。 當t年企業(yè)i的供應(yīng)商j也是t－1年企業(yè)i的主要供應(yīng)商（即交易額前五名）之一時，虛擬變量ai，j，t＝1， 否則ai，j，t＝0。

（3） 調(diào)節(jié)變量： 供應(yīng)商集中度（SUC）。 參考陳西嬋和劉星［25］、 方健［6］的研究， 本文使用企業(yè)向前五名主要供應(yīng)商采購額占年度采購總額比例來衡量供應(yīng)商集中度。 在穩(wěn)健性檢驗中， 使用企業(yè)向第一大供應(yīng)商采購額占年度采購總額比例來衡量供應(yīng)商集中度（SUC1）。

（4） 控制變量。 為緩解遺漏變量的干擾， 參考Gu 等［9］、 谷成和王巍［26］、 李健等［27］、 羅進輝等［28］、 羅宏和秦際棟［29］的研究， 控制了如下變量， 包括客戶穩(wěn)定性（CUS）、 資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利能力（ROE）、企業(yè)年齡（Age）、資本密集度（Capitali）以及行業(yè)（Industry）和年度（Year）等作為控制變量。 具體變量定義見表1。

表1 變量定義

3.3 模型設(shè)計

根據(jù)前文的分析， 為實證檢驗供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響， 構(gòu)建模型（2） 用來檢驗H1。 其中，i、t分別代表企業(yè)和年份，εi，t表示誤差項，Industry、Year分別為行業(yè)和年度固定效應(yīng)， 其中Control為控制變量的集合。

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計如表2 所示， 研發(fā)投入最大值為21.77， 最小值為14.07， 可見不同企業(yè)研發(fā)投入差異較大。 供應(yīng)商穩(wěn)定性最大值為0.965，最小值為0， 說明不同企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性差異較大， 仍有較大提升空間。 另外供應(yīng)商穩(wěn)定性均值、中位數(shù)分別為0.5、 0.522， 均值略小于中位數(shù)，說明部分企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性偏低。 供應(yīng)商集中度最大值為0.902， 最小值為0.076， 說明不同企業(yè)供應(yīng)商集中度差異較大， 均值和中位數(shù)分別為0.333、0.288， 均值明顯大于中位數(shù)， 說明部分企業(yè)供應(yīng)商集中度較高。 其他變量的取值也在合理范圍內(nèi)，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計

續(xù) 表

4.2 相關(guān)性分析

本文主要變量相關(guān)系數(shù)如表3 所示， 變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值基本在0.3 以下， 說明不存在嚴重的多重共線性問題。 但存在個別變量的相關(guān)系數(shù)絕對值在0.3～0.7 之間， 為了進一步測試變量之間是否存在多重共線性， 本文對各變量的均值方差膨脹因子（VIF）進行測試， VIF 值遠小于標準值10， 說明自變量之間不存在多重共線性問題。 供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)系數(shù)為0.183， 結(jié)果在1%水平上顯著， 即供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入呈正相關(guān)關(guān)系， 初步驗證了H1。

表3 相關(guān)性分析與均值方差膨脹因子檢驗

4.3 回歸結(jié)果分析

為了檢驗H1， 表4 列（1） 考察供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的直接影響， 供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為0.503， 通過了1%顯著性水平測試，說明供應(yīng)商穩(wěn)定性越高， 企業(yè)研發(fā)投入越多， H1得到驗證。

表4 回歸結(jié)果

為了檢驗H2， 按照企業(yè)向前五名主要供應(yīng)商采購額占年度采購總額比例是否高于行業(yè)中位值，將樣本分為供應(yīng)商集中度高和供應(yīng)商集中度低兩組， 分別進行回歸。 表4 列（3） 在供應(yīng)商集中度高時供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為0.676， 通過了1%顯著性水平測試。 而在列（2） 供應(yīng)商集中度低時不顯著， 原因可能是企業(yè)供應(yīng)商集中度低時， 其更容易尋找替代供應(yīng)商或根據(jù)市場條件進行調(diào)整， 以降低供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響。 這表明在供應(yīng)商集中度高時， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響更顯著， H2 得到支持。

4.4 內(nèi)生性檢驗

（1） 工具變量法： 為了克服遺漏變量問題，參考Xu 等［30］的研究， 選取同年度同行業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性的均值（IndustrySUS）和同年度同省（區(qū)、市）供應(yīng)商穩(wěn)定性的均值（PrvnSUS）作為工具變量， 使用2SLS 來緩解該內(nèi)生性問題。 回歸結(jié)果如表5 列（1） 和列（2） 所示。 列（1） 是第一階段回歸結(jié)果， 行業(yè)及省（區(qū)、 市）供應(yīng)商穩(wěn)定性的均值與企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性呈正相關(guān)關(guān)系， 均通過了1%顯著性水平測試。 列（2） 中， 弱工具變量假設(shè)檢驗的統(tǒng)計量（K－Prk Wald F）遠大于10%水平上的臨界值（19.93）， 過度識別檢驗中Hansen J檢驗的卡方值的P 值（HJ Chi－sq P）為0.32， 表明工具變量不存在過度識別問題， 驗證了選取的工具變量是外生的。 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)為1.065， 通過了1%顯著性水平測試， 與主效應(yīng)回歸結(jié)果一致， 表明本文回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（2） Heckman 兩步法： 由于部分企業(yè)不披露前五大供應(yīng)商的具體信息， 導致本文選取的樣本可能存在選擇性偏差。 參考Ellis 等［31］的研究， 使用Heckman 兩步法處理該問題。 第一階段， 將企業(yè)是否披露供應(yīng)商信息（Disclosure）作為被解釋變量， 以本文控制變量作為解釋變量， 進行Probit回歸， 估計出逆米爾斯比率（IMR）。 在第二階段回歸模型中， 將第一階段估計得到的IMR加入到控制變量進行回歸。 表5 列（3） 是對模型重新檢驗的結(jié)果， 列（4） 是第二階段回歸結(jié)果， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.497，通過了1%顯著性水平測試。 這表明在控制了樣本自選擇問題后， 本文結(jié)論依舊穩(wěn)健。

表5 內(nèi)生性檢驗

續(xù) 表

（3） 傾向得分匹配法（PSM）： 企業(yè)研發(fā)投入在一定程度上會提高供應(yīng)商穩(wěn)定性， 為了克服潛在的反向因果問題， 采用PSM 檢驗。 本文核心解釋變量是連續(xù)變量， 計算每個企業(yè)全部樣本期的平均供應(yīng)商穩(wěn)定性（meanSUS）作為臨界值， 根據(jù)企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性是否大于臨界值劃分高穩(wěn)定性組（SUS＿dum＝1）和低穩(wěn)定性組（SUS＿dum＝0）作為處理變量； 選擇本文控制變量作為協(xié)變量； 最后把企業(yè)研發(fā)投入作為結(jié)果變量。 估計企業(yè)研發(fā)投入的概率模型， 獲得樣本中每家企業(yè)研發(fā)投入的傾向得分， 采用一對三最近鄰匹配法對估計得到的傾向得分進行匹配， 最后對匹配到的樣本進行回歸。 結(jié)果如表5 列（5） 所示， 供應(yīng)商穩(wěn)定性的估計系數(shù)為0.595， 通過了1%顯著性水平測試， 進一步驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證結(jié)論的可靠性， 本文進行以下穩(wěn)健性檢驗。

（1） 考慮到供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入可能存在反向因果問題， 即企業(yè)研發(fā)投入越多， 供應(yīng)商穩(wěn)定性越高。 借鑒孟慶璽等［32］的研究， 使用滯后1 期、 滯后2 期的供應(yīng)商穩(wěn)定性（L1.SUS、L2．SUS）作為自變量進行回歸， 回歸結(jié)果如表6 列（1）和列（2） 所示， 自變量滯后1 期和滯后2 期的回歸系數(shù)均為正， 通過了5%顯著性水平測試， 與主效應(yīng)回歸結(jié)果一致， 表明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗

續(xù) 表

（2） 替換被解釋變量。 為了驗證研究結(jié)論的穩(wěn)健性， 用研發(fā)投入強度（RD1）作為企業(yè)研發(fā)投入的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗， 回歸結(jié)果如表6列（3） 所示。 供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為正且通過了1%的顯著性水平測試， 再次證明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（3） 替換解釋變量。 本文對供應(yīng)商穩(wěn)定性的測量進行了更改， 以檢查結(jié)果穩(wěn)健性。 對于企業(yè)主要供應(yīng)商穩(wěn)定性（SUS1）， 不是比較兩年的變化， 而是研究了更長期， 即3 年期的變化， 擴大了關(guān)于供應(yīng)商穩(wěn)定性的時間跨度。 結(jié)果如表6 列（4） 所示， 供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為0.374， 通過了10%顯著性水平測試， 表明在對解釋變量進行重新界定后， 主回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

（4） 替換調(diào)節(jié)變量。 本文采用企業(yè)向第一大供應(yīng)商采購額占年度采購總額比例來衡量供應(yīng)商集中度， 按照企業(yè)向第一大供應(yīng)商采購額占年度采購總額比例是否高于行業(yè)中位值， 將樣本分為供應(yīng)商集中度高和供應(yīng)商集中度低兩組， 分別進行回歸。 回歸結(jié)果如表6 列（5） 和列（6） 所示，列（6） 在供應(yīng)商集中度高時供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)為0.609， 通過了1%顯著性水平測試， 而在供應(yīng)商集中度低時不顯著， 與調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果一致， 說明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5 機制分析

5.1 降低經(jīng)營風險

當企業(yè)供應(yīng)商穩(wěn)定性高時， 長期的供應(yīng)商關(guān)系可以幫助企業(yè)提高產(chǎn)品質(zhì)量， 并持續(xù)降低成本［10］。根據(jù)交易成本理論， 與供應(yīng)商進行交易會產(chǎn)生交易成本， 如果供應(yīng)商穩(wěn)定性高， 雙方通過建立長期和信任的合作關(guān)系， 可以降低企業(yè)與供應(yīng)商之間的交易成本， 同時也增加了企業(yè)經(jīng)營的穩(wěn)定性，從而降低企業(yè)經(jīng)營風險。 企業(yè)研發(fā)活動通常具有高風險和高不確定性， 隨著供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)經(jīng)營風險的降低， 企業(yè)更愿意承擔額外的研發(fā)風險， 提高企業(yè)研發(fā)投入。 為了檢驗這一機制， 借鑒王竹泉等［33］、 孫光國和陳思陽［34］的研究， 選取企業(yè)盈利波動程度作為衡量經(jīng)營風險（OR）的指標。 為驗證降低經(jīng)營風險的作用機制， 參照溫忠麟和葉寶娟［35］的研究， 本文構(gòu)建如下模型：

結(jié)果如表7 列（1）、 （2） 所示， 列（1） 供應(yīng)商穩(wěn)定性對經(jīng)營風險的回歸系數(shù)為－0.015， 通過了5%的顯著性水平測試， 說明供應(yīng)商穩(wěn)定性越高， 企業(yè)經(jīng)營風險越低。 列（2） 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.463， 經(jīng)營風險對企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為－2.668， 均通過了1%的顯著性水平測試， 表明供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響部分通過降低企業(yè)經(jīng)營風險實現(xiàn)。

表7 機制分析

5.2 緩解融資約束

穩(wěn)定的供應(yīng)商愿意提供基于與企業(yè)長期業(yè)務(wù)關(guān)系所建立信用水平的商業(yè)信用融資。 梅丹和程明［36］發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用融資與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)。 債務(wù)融資成本取決于債權(quán)人對公司經(jīng)營風險的感知［37］， 債權(quán)人在評估企業(yè)價值時將供應(yīng)商穩(wěn)定性作為重要的參考依據(jù)。 根據(jù)實物期權(quán)理論，如果把一個研發(fā)項目投資看作一個實物期權(quán)， 研發(fā)項目投資具有高不確定性， 實物期權(quán)理論可以量化研發(fā)投資項目的價值—綜合考慮供應(yīng)商穩(wěn)定性緩解了企業(yè)的融資約束， 這降低了研發(fā)項目投資的資本成本， 提高了研發(fā)項目的行使價值， 從而提高了企業(yè)行使該研發(fā)項目的概率， 增加了企業(yè)進行研發(fā)投入的可能性。 因此， 本文預計供應(yīng)商穩(wěn)定性有助于減輕企業(yè)在研發(fā)投資過程中所面臨的融資約束， 從而提高研發(fā)投入。 參考黎文靖和李茫茫［38］的研究， 本文選用KZ 指數(shù)作為融資約束的代理變量。 為檢驗緩解融資約束的作用機制， 本文構(gòu)建如下模型：

結(jié)果如表7 列（3）、 （4） 所示， 列（3） 供應(yīng)商穩(wěn)定性對融資約束的回歸系數(shù)為－0.525， 通過了1%的顯著性水平測試， 說明供應(yīng)商穩(wěn)定性有助于緩解企業(yè)的融資約束； 列（4） 供應(yīng)商穩(wěn)定性的系數(shù)為0.48， 在1%的水平下顯著； 融資約束對企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為－0.042， 在10%的水平下顯著， 表明供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響部分通過緩解企業(yè)融資約束實現(xiàn)。

6 異質(zhì)性分析

6.1 區(qū)域異質(zhì)性

在我國不同地域背景下， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響可能呈現(xiàn)明顯的區(qū)域性差異。在經(jīng)濟相對發(fā)達的東部地區(qū)， 先進的物流和信息基礎(chǔ)設(shè)施進一步加強了供應(yīng)商與企業(yè)之間的合作關(guān)系， 企業(yè)更有可能與供應(yīng)商建立長期、 穩(wěn)定的合作關(guān)系。 供應(yīng)商穩(wěn)定性降低了企業(yè)供應(yīng)鏈風險，使企業(yè)能將更多的資源和注意力集中于研發(fā)活動。另外， 由于東部地區(qū)市場競爭更為激烈， 企業(yè)對持續(xù)創(chuàng)新和產(chǎn)品優(yōu)化有更迫切的需求， 技術(shù)和創(chuàng)新成為企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵因素。 本文預計相比于中、 西部地區(qū)， 在經(jīng)濟相對發(fā)達和產(chǎn)業(yè)高度集聚的東部地區(qū)， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更顯著。 為了檢驗這一機制， 根據(jù)不同地區(qū)的地理特征， 將全國劃分為東部地區(qū)和中、 西部地區(qū)。 然后分別就這兩個地區(qū)分類對供應(yīng)商穩(wěn)定性與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系進行實證檢驗。

結(jié)果如表8 列（2）、 （3） 所示， 列（2） 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.574，通過了1%顯著性水平測試， 而且明顯大于列（1）全樣本中供應(yīng)商穩(wěn)定性的回歸系數(shù)0.503， 而在列（3） 中、 西部地區(qū)結(jié)果不顯著。 這表明在不同地域和經(jīng)濟環(huán)境中， 供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在顯著差異。 這一發(fā)現(xiàn)對于理解供應(yīng)商管理在不同地域和產(chǎn)業(yè)環(huán)境下如何影響企業(yè)研發(fā)投入具有重要的理論和實踐意義。

表8 異質(zhì)性分析

7 結(jié)論與啟示

本文以2008～2021 年A 股高科技行業(yè)公司為研究樣本， 實證檢驗了供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的影響及其機制。 研究得到以下主要結(jié)論： （1）以往學者普遍認為供應(yīng)商集中度代表穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系， 但集中度難以準確衡量在前五大供應(yīng)商近兩年發(fā)生變動時的穩(wěn)定性， 這就使研究存在一定的局限性， 本文從動態(tài)視角研究發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商穩(wěn)定性能夠顯著促進企業(yè)研發(fā)投入， 對現(xiàn)有研究進行了補充； （2） 相比于供應(yīng)商集中度低的企業(yè)，供應(yīng)商穩(wěn)定性對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用在供應(yīng)商集中度高時更顯著， 這進一步解釋了現(xiàn)有研究供應(yīng)商集中度對企業(yè)研發(fā)投入影響結(jié)論不一致的原因； （3） 從影響機制來看， 供應(yīng)商穩(wěn)定性可以通過降低經(jīng)營風險和緩解融資約束提高企業(yè)研發(fā)投入； 異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 這種關(guān)系存在顯著的地區(qū)差異性， 表現(xiàn)為在東部地區(qū)顯著， 而在中、 西部地區(qū)中不顯著， 這為不同地區(qū)企業(yè)通過供應(yīng)商關(guān)系管理進行研發(fā)活動提供了證據(jù)支持。

基于上述結(jié)論， 本文得出如下啟示：

（1） 企業(yè)在制定研發(fā)投入計劃時， 應(yīng)充分考慮企業(yè)與外部利益相關(guān)者的關(guān)系可能對企業(yè)研發(fā)投入的影響。 尤其是企業(yè)與供應(yīng)商關(guān)系的穩(wěn)定性，穩(wěn)定的供應(yīng)商關(guān)系可以為企業(yè)研發(fā)投入提供有利條件。 企業(yè)在供應(yīng)商關(guān)系管理中應(yīng)重視供應(yīng)商穩(wěn)定性， 并積極與供應(yīng)商建立穩(wěn)定的合作關(guān)系。

（2） 企業(yè)可以通過供應(yīng)商集中度的高低判斷與上游供應(yīng)商建立穩(wěn)定合作關(guān)系的重要性。 當供應(yīng)商集中度高時， 企業(yè)要與供應(yīng)商保持穩(wěn)定的合作關(guān)系， 加大供應(yīng)商關(guān)系的投資； 另外， 企業(yè)要尋找其他供應(yīng)商或自行研發(fā)降低對主要供應(yīng)商的依賴， 避免供應(yīng)商中斷對企業(yè)經(jīng)營造成不利影響。當供應(yīng)商集中度低時， 企業(yè)可以根據(jù)自身經(jīng)營情況， 選擇與相關(guān)供應(yīng)商進行合作。 如果沒有同時考慮供應(yīng)商集中度的成本和收益， 管理者可能只認識到供應(yīng)商集中度的陰暗面， 即供應(yīng)商議價能力控制著企業(yè)的資源和結(jié)果。 這也解釋了近年來供應(yīng)商穩(wěn)定性對不同供應(yīng)商集中度的企業(yè)研發(fā)投入影響的差異性， 為企業(yè)進行供應(yīng)商關(guān)系管理提供了理論借鑒。

（3） 企業(yè)應(yīng)該采取措施降低經(jīng)營風險， 如制定風險管理策略、 優(yōu)化供應(yīng)鏈管理、 多樣化供應(yīng)商選擇等； 另外， 企業(yè)應(yīng)積極提升自身的商業(yè)信用評級和信譽度， 以增加獲得融資的機會和靈活性， 從而增加企業(yè)研發(fā)投入。