供應鏈關系資源、產品市場競爭與財務績效

徐 晨，張英明 （江蘇師范大學 商學院，江蘇 徐州221116）

XU Chen, ZHANG Yingming (Business School, Jiangsu Normal University, Xuzhou 221116, China)

0 引 言

新冠疫情在短期內讓全球供應鏈受挫，有效管理供應鏈關系資源已成為企業(yè)奪取競爭優(yōu)勢的關鍵。保產業(yè)鏈供應鏈穩(wěn)定是落實“六保”主要任務之一，習近平總書記的重要講話中多次強調要切實做好復工復產，保持產業(yè)鏈供應鏈穩(wěn)定。

新冠疫情使外部經營環(huán)境的不確定性因素增加，企業(yè)更傾向于在供應鏈中建立關系型交易，而客戶、供應商集中化是關系型交易模式的主要表現(xiàn)形式[1]。關系型交易趨勢明顯使學界越來越關注對供應鏈關系資源的研究。國內外學者們的研究表明，供應鏈關系資源對企業(yè)績效具有顯著影響，但基于不同的理論視角、研究對象、研究方法和時間跨度，得出的結論莫衷一是，甚至截然相反。有關客戶關系資源對企業(yè)績效的研究甚多，田志龍和劉昌華（2015）[2]以中小企業(yè)板的制造業(yè)上市公司為樣本，驗證了客戶集中度對企業(yè)績效的促進效應；近年來，不少學者得出了與上述相同或類似的結論[3-5]。但李歡等（2018）[6]、楊亦民和吳陽佳（2020）[7]卻得出了與此相左的結論，認為客戶集中會對企業(yè)績效帶來負面影響。長期以來，企業(yè)多將注意力集中于下游的客戶，而對供應商重視較少，這也使得學界將研究對象主要鎖定為客戶[8]。有關供應商集中度對企業(yè)績效影響的研究相對有限，周雪茹（2017）[9]認為當供應商集中度上升時，賣方逐漸占據(jù)有利地位，其議價能力提升，傾向于壓低交易價格，直接導致企業(yè)獲利能力降低。綜合考慮了客戶和供應商兩個維度，王海林和段彩艷（2016）[10]認為客戶、供應商集中度均會抑制企業(yè)績效的提升。

在現(xiàn)有研究中，學者們多聚焦于分析客戶、供應商集中度與企業(yè)績效的簡單線性關系，較少學者關注了客戶、供應商集中度與企業(yè)績效的非線性關系，田志龍和劉昌華（2015）[3]、周雪茹（2017）[9]分別在回歸模型中加入了客戶、供應商集中度的平方項，得出的結論均否定了非線性關系的存在；而Kwak 和Kim（2020）[11]采用相同的研究方法，卻認為客戶集中度對企業(yè)盈利能力的影響呈“U”型。通過引入平方項來探求非線性關系，一方面，解釋變量的平方項與解釋變量往往具有極高的相關性，易引起多重共線性問題，使模型估計產生偏差。另一方面，加入解釋變量的平方項僅適用于探究“U”型關系，忽視了可能存在多個拐點或呈現(xiàn)分段函數(shù)特征的非線性關系。

近年來，較多學者在研究中引入調節(jié)變量，而產品市場競爭又是備受關注的調節(jié)變量之一。也有學者將產品市場競爭與企業(yè)績效或供應鏈關系治理聯(lián)系在一起展開研究[12-14]，但鮮有研究將供應鏈關系資源、產品市場競爭和財務績效納入同一個邏輯框架，并分析橫向產品市場競爭對縱向供應鏈關系資源與財務績效兩者關系的調節(jié)效應。

綜上所述，供應鏈關系資源對財務績效的作用僅僅是呈現(xiàn)出簡單線性的“促進效應”或“抑制效應”，還是會隨著產品市場競爭地位的差異而變化？為解決上述問題，本文選取滬深A 股上市公司為研究樣本，首先，采用多元線性回歸，初步驗證客戶、供應商關系集中對財務績效的影響，并探究產品競爭地位對客戶、供應商集中與財務績效的關系是否具有調節(jié)作用；其次，引入門檻模型，并考慮產權性質差異，探究產品市場競爭在不同閾值內，供應鏈關系集中度對財務績效的作用方向和邊際效率的差異。

1 理論分析與研究假設

供應鏈關系資源集中能促使各節(jié)點企業(yè)彼此依賴，通過密切的業(yè)務往來形成利益共同體，共同應對市場挑戰(zhàn)與經營風險，這種供應鏈網絡關系是企業(yè)擁有的無形資源。從客戶關系資源角度出發(fā)，客戶位于企業(yè)下游，是企業(yè)利潤的源泉。單一客戶的銷售額占企業(yè)銷售總額比重越高，對企業(yè)的重要程度自然也更高，企業(yè)為了維系與重要客戶間的穩(wěn)定合作關系，會迎合重要客戶的個性化需求來生產自己的產品，這種精益化的生產模式形成了企業(yè)的異質性競爭優(yōu)勢，使競爭對手在短時間內難以模仿或復制，能培養(yǎng)客戶忠誠度，減少主要客戶流失招致的經營波動。從供應商關系資源角度出發(fā)，供應商位于企業(yè)上游，是企業(yè)生產活動所需資源的主要提供者。企業(yè)在供應鏈中獲取資源的相對需求程度決定了它的議價能力，當企業(yè)的采購額較大時，企業(yè)是供應商的重要客戶，可利用較強的議價能力對供應商施壓以謀取更優(yōu)惠的價格折扣和商業(yè)信用，進而降低采購成本。同時，供應商關系較為集中，與主要供應商建立長期合作伙伴關系，也有利于保證關鍵原料的質量穩(wěn)定?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

H1：供應鏈關系集中度越高，企業(yè)財務績效越好。

產品市場競爭會影響企業(yè)與供應鏈其他成員間的依賴關系[14]，企業(yè)在確定供應鏈關系的經營決策中需將自己的市場競爭地位考慮在內，在不同產品市場競爭下，企業(yè)抵御風險、動態(tài)調整的能力也不盡相同。當企業(yè)的競爭能力在同行業(yè)中處于優(yōu)勢地位時，能保障企業(yè)具備較高的市場彈性，當客戶或供應商臨時終止合作時，企業(yè)能靈活調整、快速響應，在市場上尋找到新的替代合作伙伴。同時，企業(yè)的市場競爭地位越高，越能增強對供應鏈的掌控力，使企業(yè)享受供應鏈關系資源集中帶來的規(guī)模效應，也能憑借競爭優(yōu)勢緩沖客戶的違約風險。基于上述分析，提出如下假設：

H2：產品市場競爭正向調節(jié)供應鏈關系集中對財務績效的促進效應。

2 研究設計

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2015～2019 年滬深A 股市場的非金融類、非ST 類上市公司為樣本，并剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到1 192 家上市公司的5 960 條平衡面板數(shù)據(jù)。為減輕極端值影響，對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize 處理。樣本的相關數(shù)據(jù)主要來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，部分缺失的供應商、客戶關系資源數(shù)據(jù)通過查閱上市公司財務年報進行補充。

2.2 變量選取與界定

2.2.1 被解釋變量。殷楓等（2019） 將度量財務績效的指標歸結為兩類，一類是反映市場價值的指標，如最具代表性的托賓Q值；另一類是反映會計利潤的指標，如常用指標總資產報酬率、凈資產收益率等[5]。鑒于我國股票市場的弱有效性，股價并不能充分真實反映企業(yè)績效，故選用會計利潤類指標來衡量財務績效，總資產報酬率是企業(yè)投資報酬與投資總額之間的比率，能整體反應企業(yè)的獲利能力，故選用總資產報酬率作為財務績效的代理變量。

2.2.2 解釋變量?？蛻?、供應商集中度是供應鏈結構的重要特征，能直觀反映企業(yè)關鍵客戶、供應商的大致分布情況，參照王海林和段彩艷（2016）[10]、周晨（2020）[15]的方法，從客戶、供應商兩個維度研究供應鏈關系資源對財務績效的影響，采用前五大客戶銷售額占銷售總額比例衡量客戶集中度，前五大供應商采購額占采購總額比例衡量供應商集中度。

2.2.3 門檻變量。借鑒李鈞等（2020）[16]采用企業(yè)營業(yè)利潤率減去企業(yè)所在行業(yè)的平均營業(yè)利潤率來反映產品市場競爭，具體計算公式如下：

其中：OI為營業(yè)收入；OC為營業(yè)成本；i為所屬行業(yè)的第i家公司；n為所屬行業(yè)的企業(yè)數(shù)。

2.2.4 控制變量。本文從公司特征、財務狀況和治理結構這三個角度出發(fā)，共選取了八個控制變量，具體度量方式見表1。

表1 變量定義

2.3 計量模型設定

2.3.1 線性回歸模型。為初步分析供應鏈關系資源對財務績效的作用方向，以及產品市場競爭對供應鏈關系資源與財務績效兩者之間關系的調節(jié)作用，設定模型（1）、模型（2）。

2.3.2 門檻回歸模型

為進一步探究產品市場競爭是否存在門檻值使得供應鏈關系資源與財務績效之間的關系發(fā)生結構性變化，設定門檻模型（3）。

其中：Xit表示解釋變量Cusit、Supit，Controlit代表所選控制變量，γ 是真實門檻值。

3 實證檢驗

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2 列示了各變量的描述性統(tǒng)計結果，總資產報酬率均值為0.057，大于0，多數(shù)樣本企業(yè)處于盈利的正常經營狀態(tài)，但盈利能力普遍偏低?？蛻艏卸染禐?.300，前五大客戶的銷售額占總銷售額的比例近30%，與李歡等（2018）[6]、周晨等（2020）[15]得出的均值相近，我國上市公司客戶關系資源較為集中，對主要客戶的依賴性較高，關系型交易模式特點突出?？蛻艏卸茸罡咧颠_0.859，最小值僅為0.032，由于企業(yè)特質、行業(yè)特性的不同，企業(yè)在選擇客戶集中度時也存在著顯著的差異。供應商集中度的數(shù)據(jù)分布特征與客戶集中度較為相似，樣本企業(yè)依賴供應商程度也較高。產品市場競爭地位的度量是將各企業(yè)的產品市場競爭與同行業(yè)平均水平相對比得到的，故均值接近于0，其最大值為0.341，最小值為-0.310，樣本企業(yè)的產品市場競爭地位差距懸殊。

3.2 線性回歸

首先采用Hausman 檢驗選擇合適的模型，結果表明，固定效應模型適用性更佳。在表3 的第2 列中，客戶集中、供應商集中對財務績效影響均顯著為正，第3 列在第2 列的基礎上引入所選控制變量，客戶集中、供應商集中對財務績效產生顯著正向影響的結論沒有改變，具有穩(wěn)健性，即客戶關系、供應鏈關系越集中，企業(yè)的財務績效表現(xiàn)更佳，H1 成立。在表3 的第4 列中，客戶集中、供應商集中與產品市場競爭的交互項系數(shù)均顯著為正，產品市場競爭正向調節(jié)了供應鏈關系資源集中對財務績效的促進效應，H2 得到驗證。

表3 固定效應回歸結果

3.3 門檻回歸

在線性回歸的基礎上，采用門檻模型來研究供應鏈關系資源對財務績效的作用是否會隨著產品市場競爭的改變而產生結構突變，即是否存在門檻效應。首先，需確定門檻的存在性與門檻的個數(shù)，本文采用500 次自抽樣法（Bootstrap） 來檢驗門檻效應的顯著性，從表4 可以看出，三重門檻值均在1%的水平上顯著，因此選擇三重門檻模型更為合理。表5 結果顯示，以客戶集中度為解釋變量，Len的三個門檻值分別為-0.184、-0.055 和0.064，以供應商集中度為解釋變量，Len的三個門檻值分別為-0.184、-0.053 和0.056。

表4 門檻效果檢驗

表5 門檻估計值

模型（3） 中變量系數(shù)的估計結果見表6。以客戶集中度為解釋變量時，在Len的三重門檻值分成的四個區(qū)間段內，客戶集中度的系數(shù)分別為-0.139，-0.036，0.044 和0.122，單調遞增，且均在1%的水平上顯著，當Len低于-0.055，即企業(yè)的產品競爭地位較低時，客戶關系集中會對財務績效造成顯著的負面影響。當Len高于-0.055 時，產品的邊際利潤較高，具有明顯的競爭優(yōu)勢，即使面臨舊客戶流失，產品競爭力較強的企業(yè)市場彈性也更強，所以當企業(yè)產品市場競爭地位較高時，客戶集中能對財務績效起到顯著的促進作用。以供應商集中度為解釋變量，當Len≤-0.184、-0.184＜Len≤-0.053 時，供應商關系資源對財務績效回歸系數(shù)分別為-0.114、-0.022，企業(yè)的產品競爭力較弱，缺乏競爭優(yōu)勢，供應商集中度較高會適得其反，一旦供應商違約會使企業(yè)遭受巨大的經營波動，給財務績效帶來顯著的負面影響。當產品市場競爭位于區(qū)間[-0.053,0.056]內時，回歸系數(shù)開始由負轉正，供應商集中對財務績效的影響由“阻礙”轉為“促進”。當產品市場競爭高于閾值0.056 時，供應商集中對財務績效的回歸系數(shù)最大，邊際效率為0.120。產品競爭地位較高賦予了供應鏈柔性，此時，供應商越集中，企業(yè)能享受更高的價格折扣，更好的產品質量保證，實現(xiàn)更高水平的利潤。綜上，H2 再次得到驗證。

3.4 拓展性研究

為檢驗不同產權性質下，上述門檻效應是否存在以及有何差異，將全樣本整理為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩組進行擴展分析。以客戶集中度為解釋變量時，國有企業(yè)Len的三重門檻值分別為-0.201、-0.051 和0.114，非國有企業(yè)Len的三重門檻值分別為-0.166、-0.056 和0.064，均在1%的水平上顯著。以供應商集中度為解釋變量時，國有企業(yè)Len的三重門檻值（-0.201、-0.051、0.114） 與非國有企業(yè)Len的三重門檻值（-0.191、-0.101、0.244） 也均顯著。篇幅有限，門檻值檢驗過程省略。表7中列示了不同產權性質下門檻效應回歸結果。在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，解釋變量系數(shù)的變化趨勢與全樣本一致，但是影響效應的大小卻存在著明顯的差異。當解釋變量為客戶集中度時，由三個門檻值分成的四段區(qū)域內，國有企業(yè)客戶集中度的系數(shù)均高于非國有企業(yè)，即在產品市場競爭地位較低時，國有企業(yè)客戶集中度對財務績效的負面影響相對較小，在產品市場競爭地位較高時，國有企業(yè)客戶集中度對財務績效的邊際促進效應更強，整體而言，國有企業(yè)選擇客戶集中能獲得相對更好的財務績效反饋。當解釋變量為供應商集中度時，當產品市場競爭越過第二個門檻值后，在非國有企業(yè)中，供應商集中的邊際促進效應更強。

表6 門檻模型參數(shù)估計結果

注：γi（i=1、2、3 ）表示第i個門檻值，下同。

表7 國企和非國企門檻效應回歸結果

4 結論與建議

本文基于2015～2019 年滬深A 股上市公司數(shù)據(jù)，主要探究了以產品市場競爭作為門檻變量時，供應鏈集中度對財務績效的作用關系是否會發(fā)生分階段的變化，得到如下結論：（1） 客戶、供應商關系集中均能改善財務績效，且產品市場競爭能正向調節(jié)客戶、供應商集中對財務績效的促進效應。（2） 客戶、供應商集中度對財務績效的影響在產品市場競爭的調節(jié)作用下均呈現(xiàn)三重門檻效應。當企業(yè)的產品競爭地位較低時，客戶、供應商集中度對財務績效具有負面影響，隨著產品競爭地位的逐漸提升并跨過第二道門檻值時，客戶、供應商集中度對財務績效的影響轉為促進效應，當產品競爭地位越過三重門檻值時，客戶、供應商集中度對財務績效邊際促進效率最強。（3） 在不同產權性質的企業(yè)中，產品市場競爭的三個門檻值均顯著，且解釋變量回歸系數(shù)的變化趨勢與全樣本一致，但是邊際效應的大小存在著明顯的差異。當產品競爭地位跨過第二道門檻值后，國有企業(yè)客戶集中對財務績效的促進效應強于非國有企業(yè)，而供應商集中對財務績效的正向影響在非國有企業(yè)更明顯。

根據(jù)上述結論，提出如下建議：

（1） 企業(yè)應重視對供應鏈關系資源的管理，在選擇客戶、供應商決策時，應將企業(yè)產品市場競爭地位作為重要的考慮因素，當企業(yè)的產品競爭地位較高時，意味著企業(yè)具有更高的價格優(yōu)勢、談判空間和市場彈性，企業(yè)可以選擇供應鏈關系集中化策略，與少數(shù)關鍵客戶、供應商培養(yǎng)穩(wěn)定的長期合作伙伴關系，減少額外的交易成本，促使財務績效穩(wěn)步提升。同時，企業(yè)應注重提升自己的產品市場競爭地位，爭取在供應鏈的商業(yè)博弈中掌握更多話語權。

（2） 產品市場競爭未達到閾值-0.055 時，客戶集中度負向影響財務績效，此時企業(yè)在產品市場競爭中處于劣勢地位，應盡力在市場上尋求客戶以提升供應鏈柔性，分散企業(yè)的經營風險。同樣地，在產品市場競爭低于第二道門檻值-0.053 時，供應商集中帶來的成本優(yōu)勢也不足以彌補經營風險上升對財務績效的負面影響，企業(yè)應分散選擇供應商，擴大選擇范圍，避免過度依賴風險。當企業(yè)的產品市場競爭在行業(yè)中占據(jù)優(yōu)勢時，應選擇供應鏈關系集中化戰(zhàn)略，深化與關鍵客戶、供應商的互利合作，穩(wěn)步提升財務績效。

（3） 產品市場競爭地位較強的國有企業(yè)應偏向實施客戶集中化策略，國有企業(yè)往往能與主要客戶建立更穩(wěn)定的合作關系，即使面臨重要客戶流失，國有企業(yè)憑借獨特的政治優(yōu)勢、優(yōu)厚的資源稟賦也能更快地在市場上捕獲新的替代客戶。但是國有企業(yè)供應商集中對財務績效的邊際促進效率低于非國有企業(yè)，國有企業(yè)應重視對采購部門的責任考核和加強對關鍵供應商的監(jiān)管，甄別優(yōu)質供應商，將供應商集中所帶來的低成本、高質量的競爭優(yōu)勢高效轉化為財務績效反饋。