客戶集中度對中小企業(yè)績效的影響
——產(chǎn)品交易費用的中介作用與產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用

劉昌華 ，田志龍

(1.武昌首義學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430064； 2.華中科技大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430074)

一、引 言

客戶集中度指的是企業(yè)的產(chǎn)品銷售在少數(shù)大客戶上的集中程度。過高的客戶集中度表明企業(yè)的產(chǎn)品銷售過分依賴于少數(shù)大的客戶，這會造成企業(yè)的獨立性缺失問題，給公司帶來重大的經(jīng)營風(fēng)險。中小企業(yè)在其發(fā)展過程中采用的集中化戰(zhàn)略往往使其業(yè)務(wù)分布在某個特定的客戶群、某產(chǎn)品鏈的一個細(xì)分區(qū)段或某一個地區(qū)市場[1]，這會導(dǎo)致其客戶集中度偏高。由此產(chǎn)生了一個值得研究的問題：中小企業(yè)在承擔(dān)較高客戶集中度可能會帶來的經(jīng)營風(fēng)險時，是否也獲得了較好的績效？其作用機(jī)制是什么？學(xué)界鮮有針對這一問題的研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)往往是將客戶集中度作為對某些變量的測量，研究這些變量對企業(yè)績效的作用[2-5]。也有學(xué)者直接研究客戶集中度對企業(yè)績效的影響，如Patatoukas(2012)[6]對客戶集中度是否以及如何影響公司業(yè)績和股票價值進(jìn)行了實證研究；王海林與段彩艷(2016)[7]以我國滬市 A 股制造業(yè)上市公司為樣本，研究了客戶集中度與企業(yè)績效之間的關(guān)系；田志龍和劉昌華(2015)[8]也研究了我國中小企業(yè)客戶集中度對企業(yè)績效的影響。但現(xiàn)有文獻(xiàn)對客戶集中度影響企業(yè)績效的作用機(jī)制及可能存在的邊界還揭示得不夠。

二、理論分析與研究假設(shè)

客戶集中度會影響企業(yè)的產(chǎn)品交易費用?？蛻艏卸雀?，意味著企業(yè)與比較少的大客戶進(jìn)行多頻次的大量的交易。由于產(chǎn)品交易主要集中在一些大客戶身上，這就降低了企業(yè)搜尋交易對手的成本；另一方面，由于與少數(shù)大客戶的交易頻繁，雙方會積極設(shè)法建立起一個一般性的治理結(jié)構(gòu)來克服機(jī)會主義從而降低交易費用。比如供應(yīng)商資格認(rèn)證可以降低每次交易的產(chǎn)品質(zhì)量檢驗過程中的費用等。Jeffrey(1997)[9]的研究表明，交易雙方間的交易總量越大，重復(fù)交易的可能性就越高，交易的單位成本就越低。另外，陳運森(2010)[10]的研究指出，交易雙方長期的交易與合作會促進(jìn)雙方建立相互信任的關(guān)系，并促成了相應(yīng)的信息溝通和交流機(jī)制，減少了信息不對稱導(dǎo)致的不確定性和交易風(fēng)險，從而節(jié)省了交易成本。Jeffrey(1997)[9]也指出，交易者間信息共享的程度越大，信息不對稱的程度越低，交易費用也越低。以上研究表明：隨著客戶集中度的升高，企業(yè)的產(chǎn)品交易費用會降低?？蛻艏卸葘灰踪M用的這種作用，影響了企業(yè)的績效。因為在企業(yè)銷量一定的情況下，交易費用的減少，無疑會增加企業(yè)的贏利，從而提升企業(yè)的績效。由此，本文提出如下假設(shè)：

H1：客戶集中度對產(chǎn)品交易費用具有顯著的負(fù)向作用。

H2：客戶集中度對中小企業(yè)績效具有顯著的正向作用。

H3：產(chǎn)品交易費用在客戶集中度與企業(yè)績效的關(guān)系中具有中介作用。

企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品(服務(wù))可分成兩類，即消費品和工業(yè)品。消費品是指那些由最終消費者購買并用于個人或家庭消費的產(chǎn)品；工業(yè)品是指那些由個人或組織購買并進(jìn)一步用于以后的加工處理或使用的產(chǎn)品。消費品面對大量的最終消費者，其銷售一方面要依靠渠道中的中間商，另一方面要投入大量的廣告宣傳與促銷等來吸引消費者的購買；而工業(yè)品針對的客戶是相對有限的工商企業(yè)等組織機(jī)構(gòu)，其銷售更多采用直銷的方式，重點在于個人推銷。[11]對于消費品生產(chǎn)企業(yè)而言，客戶集中度高，雖然可以在一定程度上降低與中間商們的交易費用，但是其面對最終消費者的廣告促銷等費用不會受到客戶集中度的較大影響，因此對于企業(yè)總的產(chǎn)品交易費用來說，這種降低作用是有限的；而工業(yè)品制造企業(yè)由于直接面對用戶，其產(chǎn)品交易費用主要發(fā)生在這一環(huán)節(jié)，隨著客戶集中度的提高，其總的產(chǎn)品交易費用會得到更大的降低。由此，本文提出如下假設(shè)：

H4：產(chǎn)品類型對客戶集中度與產(chǎn)品交易費用的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用，即工業(yè)品企業(yè)的客戶集中度對產(chǎn)品交易費用的負(fù)向作用要強(qiáng)于消費品企業(yè)。

H5：產(chǎn)品類型在客戶集中度對企業(yè)績效的影響中具有調(diào)節(jié)作用，即工業(yè)品企業(yè)的客戶集中度對企業(yè)績效的正向作用要強(qiáng)于消費品企業(yè)。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與資料收集

本研究以2010年12月31日前在我國深圳證券交易所的中小企業(yè)板上市的屬于制造業(yè)的企業(yè)為基礎(chǔ)，從中剔除以下公司作為研究樣本：(1)2010～2014年五年間銷量前五名客戶銷售收入占企業(yè)銷售收入的百分比、企業(yè)銷售費用以及其它數(shù)據(jù)信息披露不全的上市公司；(2)2010～2014年五年間出現(xiàn)過重大重組的公司。通過篩選后，共獲得269家公司作為研究樣本。研究數(shù)據(jù)來自深交所公布的上市公司年度報告、CSMAR 數(shù)據(jù)庫。從企業(yè)年報中的董事會報告中摘錄了銷量前五名客戶銷售收入占企業(yè)銷售收入的百分比數(shù)據(jù)，從公司簡介中抄錄了公司首次注冊登記日期。共獲得連續(xù)5年共1345個平衡面板數(shù)據(jù)。

(二)變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)績效。本文采用企業(yè)的贏利能力指標(biāo)銷售凈利率來衡量企業(yè)績效。銷售凈利率為凈利潤占營銷收入的百分比。

2.解釋變量：客戶集中度。用“銷量前五名客戶的銷售額占公司年度銷售總額的百分比”來測量企業(yè)的客戶集中度。

3.中介變量：產(chǎn)品交易費用。采用多數(shù)學(xué)者的做法，用企業(yè)的銷售費用占營業(yè)收入的百分比作為產(chǎn)品交易費用的替代變量。

4.調(diào)節(jié)變量：產(chǎn)品類別。將企業(yè)的產(chǎn)品分為消費品與工業(yè)品兩類。消費品銷售收入超過總收入50%的企業(yè)，其產(chǎn)品歸為消費品；工業(yè)品銷售收入超過總收入50%的企業(yè)，其產(chǎn)品歸為工業(yè)品。為了保證數(shù)據(jù)的平衡性，剔除掉五年間產(chǎn)品類別發(fā)生變化的企業(yè)。

5.控制變量。企業(yè)績效、產(chǎn)品交易費用會受到較多因素的影響。本研究選擇公司最終控制人、公司年齡、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、運營效率、公司成長性、股權(quán)集中度作為控制變量。最終控制人分為國有、民營、外資及其它，以國有為基準(zhǔn)變量，設(shè)民營、外資及其它兩個虛擬變量。公司年齡用LnAge來表示。Age=Ti-T0+0.5or1。其中Ti=(2010，2011，2012，2013，2014)，T0為公司首次注冊年份。注冊時間在當(dāng)年的6月30日之前加1，之后則加0.5。公司規(guī)模用公司的總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示。財務(wù)杠桿用資產(chǎn)負(fù)債率來表示。運營效率用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來表示。公司成長性用當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入增長率來表示。股權(quán)集中度用第一大股東持股比例來表示。

四、實證結(jié)果分析

本研究使用SPSS19.0與EVIEWS6.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計及其間的相關(guān)系數(shù)。客戶集中度的平均值為31.275%。平均來說，企業(yè)三分之一的銷量集中在前五名客戶中，說明我國中小制造業(yè)企業(yè)的客戶集中度較高?？蛻艏卸扰c銷售凈利率正相關(guān)，與產(chǎn)品交易費用負(fù)相關(guān)，產(chǎn)品交易費用與銷售凈利率負(fù)相關(guān)。產(chǎn)品交易費用的中介作用得到初步檢驗。各變量間的關(guān)系需要在控制了其它變量的情況下進(jìn)行精確的驗證。雖然有些自變量之間存在顯著的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)都沒有超過0.5，不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，可以同時放在模型中進(jìn)行回歸。

表1 變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析(n=1345)

注：*、**分別表示在 0.05 、0.01 水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)。

(二)回歸分析

1.數(shù)據(jù)的平衡性檢驗及回歸分析模型選擇。對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，首先需要檢驗數(shù)據(jù)的平衡性以避免變量不平穩(wěn)而出現(xiàn)偽回歸。本文利用單位根檢驗方法來檢驗數(shù)據(jù)的平衡性。采用LLC檢驗同質(zhì)單位根過程，采用 IPS、ADF、PP檢驗異質(zhì)單位根過程。所有的變量在四種檢驗中的檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率值(P 值)都小于0.01，表明各變量不存在嚴(yán)重的單位根，各變量穩(wěn)定且存在長期均衡，回歸不屬于偽回歸。其次，各回歸模型需要在混合回歸模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型間進(jìn)行選擇。先對各模型進(jìn)行F檢驗，判斷各模型應(yīng)該選擇混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型。檢驗結(jié)果表明各模型的檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率(P 值)都小于0.01，因此各模型適合于固定效應(yīng)模型。然后對各模型進(jìn)行 Hausman 檢驗，判斷各模型應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。各模型檢驗統(tǒng)計量的伴隨概率(P 值)都小于0.01，拒絕了原假設(shè)，表明隨機(jī)效應(yīng)與解釋變量無關(guān)，各模型應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。因此本研究選擇個估固定效應(yīng)進(jìn)行回歸分析。由于面板數(shù)據(jù)容易出現(xiàn)異方差與自相關(guān)，而廣義最小二乘法(GLS)的估計過程能夠?qū)ψ兞慨惙讲钆c自相關(guān)進(jìn)行修正，從而增加模型估計的有效性，因此，本文選用 EVIEWS6.0中的Pooled EGLS (Cross-section weights)方法進(jìn)行回歸，同時選擇White cross-section standard errors & covariance (no d.f. correction)對異方差進(jìn)行校正。

2.產(chǎn)品交易費用的中介效應(yīng)檢驗。本文依據(jù) Baron 和 Kenny(1986)[12]的檢驗中介作用的方法，按照溫忠麟(2005)[13]提出的中介效應(yīng)檢驗程序來檢驗產(chǎn)品交易費用的中介效應(yīng)。表2顯示的是產(chǎn)品交易費用的中介作用檢驗的結(jié)果。

表2 回歸分析結(jié)果(n=269×5=1345)

注： *、**、***分別表示在 0.1、0.05 、0.01 水平上顯著；括號內(nèi)數(shù)據(jù)為經(jīng)懷特異方差校正過的t值。

表2中的模型1是企業(yè)績效對控制變量的回歸。在控制變量中，公司規(guī)模、運營效率、公司成長性、股權(quán)集中度對企業(yè)績效具有顯著的正向影響，公司年齡、財務(wù)杠桿對企業(yè)績效具有顯著的負(fù)向影響。模型2表明在控制了相關(guān)變量的影響后，客戶集中度對企業(yè)績效具有顯著的正向影響(β=0.016，p<0.01)，該結(jié)果支持了研究假設(shè)2。模型3是產(chǎn)品交易費用對控制變量的回歸。在控制變量中，公司的最終控制人、年齡、財務(wù)杠桿、運營效率對產(chǎn)品交易費用具有顯著的正向影響，而公司規(guī)模、公司成長性、股權(quán)集中度對產(chǎn)品交易費用具有顯著的負(fù)向影響。模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入客戶集中度，回歸結(jié)果表明在控制了相關(guān)變量后，客戶集中度對產(chǎn)品交易費用具有顯著的負(fù)向影響(β=-0.013，p<0.01)，驗證了假設(shè)1。模型5在模型2的基礎(chǔ)上加入產(chǎn)品交易費用進(jìn)行回歸分析，對比模型2、模型5的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：在將客戶集中度、產(chǎn)品交易費用同時放入回歸模型中時，產(chǎn)品交易費用對企業(yè)績效的負(fù)向作用是顯著的(β=-0.543，p<0.01)，而這時客戶集中度的回歸系數(shù)變得不顯著了(β=0.004，p>0.1)。這表明產(chǎn)品交易費用在客戶集中度與企業(yè)績效間起著完全中介的作用，研究假設(shè)3得到驗證。本研究繼續(xù)采用Sobel檢驗方法[14]，對上述中介作用做進(jìn)一步的驗證。計算得到檢驗統(tǒng)計量z值為5.6592(p<0.01)，表明中介效應(yīng)是顯著的，研究假設(shè)3得到了進(jìn)一步支持。

3.產(chǎn)品類別的調(diào)節(jié)作用檢驗。由于產(chǎn)品類型是一個類別變量，根據(jù)溫忠麟[13]提出的檢驗調(diào)節(jié)變量的方法，本研究采用分組回歸的方法來對產(chǎn)品類型的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗。結(jié)果如表3所示。工業(yè)品組中的模型Ⅰ-1到Ⅰ-5的結(jié)果表明，本研究中的假設(shè)1、2、3，對于工業(yè)品企業(yè)來說同樣是成立的(Sobel檢驗統(tǒng)計量z值為2.137(p<0.01))。對比模型Ⅰ-4與Ⅱ-4可以發(fā)現(xiàn)，在工業(yè)品組，客戶集中度對產(chǎn)品交易費用有顯著的負(fù)向作用(β=-0.005，p<0.05)，而在消費品組，客戶集中度對產(chǎn)品交易費用的作用為正但不顯著(β=0.002，p>0.1)。本研究的假設(shè)4得到檢驗。同樣對比模型Ⅰ-2與Ⅱ-2可以發(fā)現(xiàn)，在工業(yè)品組，客戶集中度對企業(yè)績效有顯著的正向作用(β=0.019，p<0.01)，而在消費品組，這個正向作用并不顯著(β=0.009，p>0.1)。本研究的假設(shè)5得到支持。

表3 分組回歸分析結(jié)果

注： *、**、***分別表示在 0.1、0.05 、0.01 水平上顯著。括號內(nèi)數(shù)據(jù)為經(jīng)懷特異方差校正過的t值。

五、結(jié)論與啟示

本文從交易費用理論視角，采用我國中小企業(yè)板的制造業(yè)公司2010～2014年間的平衡面板數(shù)據(jù)，實證研究了客戶集度對中小企業(yè)績效的影響以及這種影響的機(jī)制與邊界?？蛻艏卸饶茱@著地降低企業(yè)的產(chǎn)品交易費用，促進(jìn)企業(yè)績效的提升。產(chǎn)品交易費用在客戶集中度對企業(yè)績效的正向影響中具有完全的中介作用。產(chǎn)品類型在客戶集中度對產(chǎn)品交易費用的負(fù)向影響及對企業(yè)績效的正向影響中具有調(diào)節(jié)作用，即這兩種影響顯著地存在于工業(yè)品制造企業(yè)，而在消費品制造企業(yè)中并不顯著。研究結(jié)論豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)對客戶集中度的認(rèn)識，對中小企業(yè)的產(chǎn)品市場開發(fā)具有一定的指導(dǎo)意義。雖然較高的客戶集中度可能會給企業(yè)的經(jīng)營帶來風(fēng)險，但中小企業(yè)在承擔(dān)這種風(fēng)險的同時，也獲得了更好的企業(yè)績效。中小企業(yè)在進(jìn)行產(chǎn)品市場開發(fā)時應(yīng)興利除弊。對于消費品制造企業(yè)來說，應(yīng)該開發(fā)更多的中間商，降低過分依賴于幾個大客戶所帶來的經(jīng)營風(fēng)險，同時調(diào)動中間商的力量(而不僅僅是企業(yè)的廣告與促銷等)來推動產(chǎn)品的銷售；而對于工業(yè)品制造企業(yè)來說，在客戶開發(fā)時，更應(yīng)聚焦于大客戶，與大客戶建立供應(yīng)鏈伙伴關(guān)系，通過降低產(chǎn)品交易費用來改善企業(yè)績效。

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