制度环境、供应商集中度与企业研发创新产出——来自中国上市公司的经验证据

王 勇 王小丽

1（中国石油大学（华东）经济管理学院， 青岛 266580）

2（北京师范大学法学院， 北京 100875）

引言

当前，国家“十三五”经济发展主线的供给侧结构性改革正在实施进程中，企业创新成为其实现和突破的关键所在。科技部发布的《中国科技数据统计2018》 显示，2018 年中国全社会研发创新投入占GDP 比重达2.18%（2017 年为2.15%），表明中国创新型国家建设取得了重要进展，但依然落后于创新型国家的5%。对此，国内学者已经充分认识到企业研发创新的重要性，并就其影响因素分别从内部治理制度和外部环境制度的角度进行了深入的研究。Allen 等（2005）［1］、陈冬华等（2008；2013）［2，3］以及李增泉（2017）［4］指出，新兴加转型经济环境下的中国，法律制度的制定与执行正在逐步完善中，研究与理解中国的社会与经济问题，需要考虑在长达数千年的历史中缓慢形成且影响深远的非正式制度。现有研究已经发现客户关系（吴祖光等，2017；徐虹等，2016）［5，6］、银企关系（顾群等，2018）［7］与政企关系（谢乔昕，2016）［8］等非正式制度对企业研发创新行为的影响。本文则立足企业作为客户的视角，考察供应商集中度对企业研发创新产出的影响，以期进一步推动供应链关系对企业研发创新活动影响的研究。

市场竞争对企业资源整合能力要求越来越高。供应商作为企业供应链上的重要合作伙伴和利益共享者，不仅影响着企业的生产活动，更加影响着企业的资金运转与战略制定。近期华为、中信以及海康威视等受政治风险影响，原材料被断供，生产经营受到严重威胁，再次表明供应商对企业发展的重要性。聚焦于供应商—客户关系的管理领域研究发现，由于企业买方与卖方地位的差异，导致供应商集中度与客户集中度对企业的影响存在不对称性（王勇和刘志远，2016）［9］。客户集中度制约企业内部资金的有效性，抑制研发创新投入，影响研发产出（Jinsong，2019）［10］。相比核心客户，核心供应商处于企业价值链的开端，其流失对企业现金流入的直接冲击较弱，尤其是处于买方市场情形下，企业往往能够寻找到可替代的供应商。这便引发了本文所研究的问题，即供应商集中度是否会影响企业研发创新产出呢？中国制度环境下，企业国有控股特征与地区法制环境因素是否会对上述关系具有重要的调节作用呢？

借鉴Dan Dhaliwal 等（2016）［11］、陈峻等（2016）［12］的研究设计，本文通过搜集与整理2007～2017 年上市公司核心供应商的详细数据，采用前五大供应商采购占比之和作为供应商集中度计量指标，理论分析与实证考察供应商集中度与企业研发创新产出，并进一步考察上述两者间关系是否还依赖于中国特有的制度环境因素。

基于前人研究成果，本文的创新性主要表现为3 个方面。王勇等（2017）［13］、吴祖光等（2017）［14］、孟庆玺等（2018）［15］、李姝等（2018）［16］基于企业的供应商视角，研究发现客户集中度抑制了企业的研发创新行为。本文则站在企业作为客户的视角，实证检验供应商集中度对企业研发创新产出的影响，以揭示二者影响企业研发创新行为的对称性。本文还基于研发创新产出的视角，进一步丰富供应链关系影响企业研发创新活动的经验证据。同时将中国上市公司所特有的制度环境特征——政府控股特征与地区法制化特征，引入到供应商集中度影响企业研发创新的分析框架中，进一步揭示了制度环境特征对上述关系的干预与调节作用。

1 文献回顾与假设提出

1.1 文献回顾

中国正处于经济转型周期，市场交易制度与法律并不完善，为避免高昂的交易成本，国内企业往往采用关系网络来降低监督和谈判成本（Claes⁃sens 等，2002）［17］。企业的关系网络为企业带来更多的信息、资金、技术等资本，越来越显著地影响企业的各种行为。具体到供应商关系层面，现有研究主要聚焦供应商集中度这一经营特征，就供应商集中度的风险效应进行了研究。Titman（1984）［18］认为当企业与供应商存在关系专用性投资时，供应商破产会导致企业因转换成本而受到巨大冲击。因此，企业会要求供应商降低负债水平。Lian Y（2017）［19］认为，当供应商与企业的关系较为密切时，企业会要求供应商降低负债水平，尤其当供应商生产独特产品时，财务困境沿着供应链从供应商转移到企业，这种要求更为明确。Jin Wang（2012）［20］研究发现，供应商集中度越高，企业发放的现金股利水平越低，以保持企业财务柔性，防止较为集中的供应商发生财务危机传递至企业，引发企业大量关系专有资产价值的贬损。甘丽凝等（2015）［21］研究则发现，供应商集中度越高，企业越倾向持有大量自由现金。

对于企业研发创新影响因素的现有研究，学者们主要从企业内部与外部就影响企业研发创新活动的因素进行了深入的研究，形成了丰富的研究成果。内部影响因素的研究中，企业规模（孙早等，2016）［22］、经营者持股（冯根福和温军，2008）［23］、董事会构成（孙早和肖利平2015）［24］等因素的影响已经得到证明。外部影响因素的研究中，行业层面（王昀和孙晓华，2018）［25］、银行集中度（林毅夫和孙希芳，2008）［26］、地区金融发展水平（黎欢和龚六堂，2014）［27］、投资者情绪（唐玮等，2018）［28］、知识产权保护（鲍宗客，2017）［29］、政府补贴和税收优惠（周海涛等，2015）［30］等因素同样得到了深入的探讨。随着专业化分工的深化，近期学者们从客户集中度视角，考察该经营特征对企业研发投入的影响。Krolikowski 和Yuan（2017）［31］基于交易成本、资源依赖和不完全契约的角度，实证研究顾客－供应商关系对企业创新的影响。研究发现，集中的客户基础，反映了强大的客户－供应商关系和高转换成本，激励供应商投入更多的研发和创新。王勇等（2108）［13］、Tan 等（2019）［32］、Bing Zhou 等（2019）［33］基于中国上市公司研究发现，集中的客户群限制了企业的内部融资，从而限制了企业的研发投资。徐虹等（2016）［34］与Shen等（2018）［35］研究则发现，客户集中度与企业创新之间是非线性的U 型关系。

综上，企业研发创新活动影响因素研究已经形成了丰富的研究成果，为理解企业研发创新活动的内在动机与外在环境奠定了坚实的基础，其中包括客户集中度对企业研发创新活动的影响，但鲜有涉及供应商集中度对企业研发创新活动的影响。

1.2 理论分析与假说提出

企业供应商集中度越高，表明企业原材料采购更多依赖于少数供应商，不仅反映了企业对其核心供应商的依赖，同时反映了企业投入资产的关系专有程度高。因此，高供应商集中度对企业而言往往意味着高风险，进而可能影响企业的研发创新产出。具体而言，（1）供应商集中度越高，企业对供应商的依赖性越强，企业在双方利益博弈中的议价能力越弱，导致企业的经济利益被核心供应商所侵蚀；（2）市场的竞争使得企业面临竞争对手的掠夺风险，而供应商过度集中会加剧这种风险的危害性（唐跃军，2009）［36］。另外，核心供应商一旦流失或者自身经营失败，都会给企业的经营业绩带来较大的负面影响，使得企业丧失市场竞争中的先发优势，进而给企业带来财务风险和经营风险。现有研究证实，供应商集中度越高，企业发放越低水平的现金股利（Jin Wang，2018）［20］，越倾向采取保守的资本结构（徐虹等，2016）［6］，持有大量自由现金（甘丽凝等，2015）［21］。对于企业研发创新而言，需要持续、大额的资金投入，并面临较高的无产出风险。企业面临供应商过于集中带来的财务风险与经营风险，可能会减少研发创新这种高风险的投资活动，控制企业的总体风险（任莉莉和张瑞军，2019）［37］，进而使得企业研发创新产出降低。综上，提出假说1：

H1：企业供应商集中度越高，企业研发创新产出越少。

中国制度环境下，国有上市公司较为普遍。上市公司国有产权属性反映了其与政府间先天的紧密关系，会对企业经营活动产生重要的影响。承继假说1 的思路，如果企业供应商集中度影响其研发创新产出，则这种可能会受到企业国有控股特征的影响。相对于非国有企业，国有企业对供应商集中度带来的风险效应有更强的抵御能力。原因是：（1）企业性质影响企业的经营目标和资源配置能力。在中国特殊的经济背景下，国有企业除了盈利的目标之外，还承担起维护社会就业稳定、辅助执行政府相关职能的责任，而非国有企业作为市场中最具活力的经济组织，以盈利为目的参与市场竞争，对创新发展的需求远远大于国有企业；（2）国有企业背靠政府，具有宽松的银行信贷政策、丰富的市场资源和更被认可的商业信用，非国有企业只能依靠自己的权益和债务资本，相对国有企业，在资金和社会关系资源中处于劣势。因此，国有企业与供应商议价能力更强，受市场风险影响更小，在供应链中具有较强的话语权。综上，承继假说1，提出假说2：

H2：相比非国有企业，国有企业的供应商集中度对其研发创新产出的负向影响更弱。

转型经济背景下，我国各地区表现出所处地区法制环境差异明显的特征，法制环境差异对企业行为产生重要的影响。承继假说1 的思路，如果企业供应商集中度影响其研发创新产出，则这种可能会受到地区法律制度环境的影响，主要表现为地区法律制度环境较好有助于企业控制供应商集中度引发的风险效应。具体而言，（1）法律制度可以有效缓解企业与供应商的委托代理问题，防止管理层的机会主义和舞弊行为，保证组织结构的效率；（2）法律制度可以有效缓解信息不对称问题，按照法律制度要求出具的报告可以提供可靠的会计信息（林钟高等，2015）［38］，供应商等外部利益相关者可以通过有效信息判断并作出交易决策；（3）法律制度对供应商企业机会主义行为起到调整和控制的作用，可以及时对供应商行为纠偏，保证其行为不会影响整体市场经济的运行。综上，承继假说1，提出假说3：

H3：相较于法律制度环境较差的地区，位于法律制度环境较好地区的上市公司供应商集中度对其研发创新产出的负影响更弱。

2 研究设计

2.1 数据来源与处理方法

本文选取2007～2017 年期间披露其核心供应商数据的中国非金融类A 股上市公司为初步研究样本，结合来自国泰安数据库的专利数据与财务数据，形成最终的实证研究样本。为了减轻模型的内生性问题，解释变量与控制变量采用滞后一期处理。为保证数据的完整性和有效性，对数据进行剔除缺失值和缩尾处理，最终获得2009 个样本（由于专利数据的缺失，使得样本量损失较多），分析采用STATA15.0 软件完成。

2.2 测试变量计量

2.2.1 供应商集中度计量

借鉴Dan Dhaliwal 等（2016）［11］、陈峻等（2016）［12］的研究设计，采用前五大供应商采购占比之和作为供应商集中度的计量指标，同时采用前五大供应商赫芬达尔指数和前三大供应商赫芬达尔指数作为供应商集中度的计量指标进行敏感性分析。

2.2.2 研发产出计量

借鉴王珏等（2018）［39］、张米尔等（2018）［40］的研究设计，选用企业的有效专利总数来衡量企业的研发创新产出，有效专利总数越多，企业研发创新产出越大。考虑专利数据为非负整数型数据的特殊性，本文采用负二项式回归技术（Negative Binomial Regression）。

2.3 研究模型设定

为检验H1，借鉴现有研究设计，构建以下回归模型（1）进行实证检验。模型中相应的控制变量名称及其定义具体如表1 所示。

基于上述模型（1），加入企业产权性质与供应商集中度的交乘项Suprelait－1∗Stateit－1，进行假说2 的检验。同样，基于模型（1）加入供应商集中度与地区法律制度指数的交乘项Suprelait－1∗Lawit－1，进行假说3 的检验。

表1 变量符号、名称与定义

3 实证检验与结果分析

3.1 描述性统计分析

表2 列式了核心变量的描述性统计分析结果，一共有2009 个样本。有效专利数的替代变量发明专利数均值只有30.74，占有效专利总数的12.6%。上市公司供应商集中度的均值为0.350，说明上市公司供应商基础较为集中。通过计算各变量的Pearson 相关性系数，发现Suprelait－1、Suprela5it－1、Suprela3it－1和Vpatentit与Designit的相关系数都为负，且统计上在1%水平内显著，初步与假设1 一致。另 外，Suprelait－1、Suprela5it－1、Suprela3it－1和相关控制变量的相关系数偏低，最高为0.1884，表明模型的多重共线性较低（限于篇幅未予报告）。由于未考虑控制变量的影响，还需进一步进行多元回归分析。

表2 核心变量描述性统计

3.2 多元回归实证检验

3.2.1 多元回归结果与分析

（1）假说1 多元回归检验与结果分析

表3 列示了假说1 的多元回归结果。列（1）中，供应商集中度（Suprelait－1）的回归系数为－1.409，在1%水平上显著，证实了供应商集中度对企业研发创新产出的显著负向影响，假说1 得到验证。为进一步证明这种关系，列（2）将解释变量换为（Suprela5it－1），即前五大供应商赫芬达尔指数，列（3）将解释变量换为（Suprela3it－1），即前三大供应商赫芬达尔指数，重新进行多元回归分析。结果显示，供应商集中度对企业研发创新产出的显著负向影响依然在1%水平内显著，继续支持假设1 的成立。

（2）假说2 多元回归检验与结果分析

表4 列示了假说2 的实证检验结果。列（1）中，供应商集中度（Suprelait－1）的回归系数为－2.061，在1%水平上显著，而交乘项（Suprelait－1∗Stateit－1）的回归系数为1.635，在1%水平上显著为正，证实了假设2，即相比非国有企业，国有企业的供应商集中度对其研发创新产出的负向影响更弱。为了确保结论的稳健性，列（2）与列（3）分别以Suprela5it－1与Suprela3it－1作为解释变量，重新进行多元回归检验分析。结果显示，Suprela5it－1与Suprela3it－1回归系数依然在1%水平内显著为正，同时交乘项回归系数至少在10%水平内显著为正，结论保持稳定。

表3 假说1 多元回归结果

续 表

（3）假说3 多元回归检验与结果分析

表5 列示了假说3 的实证检验结果。供应商集中度（Suprelait－1）的回归系数为－1.606，在1%水平上显著为负，而交乘项（Suprelait－1∗Lawit－1）的回归系数为1.288，在1%水平上显著为正，证实了假设3，即相比地区法制环境较差的企业，位于地区法制环境较好地区企业的供应商集中度对其研发创新产出的负向影响较弱。为了确保结论的稳健性，列（2）与列（3）分别以Supre⁃la5it－1与Suprela3it－1作为解释变量，重新进行多元回归检验分析，结论基本保持一致，继续支持假说3。

表4 假说2 的回归结果

表5 假说3 的回归结果

续 表

3.3.2 稳健性检验

（1）内生性问题检验

上述实证检验可能存在一定的内生性，因为企业研发创新产出水平不仅会受到供应商集中度的影响，反过来研发创新产出也可能影响到企业的供应商选择。对此，以滞后2 期的供应商集中度（Suprelait－2）作为解释变量重新进行上述回归检验，以弱化模型的内生性问题，相应的回归结果如表6 所示。假说1、2、3 的多元回归结果完全一致，继续支持假说1、假说2 与假说3。

表6 内生性检验结果

续 表

（2）企业研发创新产出计量指标的稳健性检验

表7 以发明专利（Designit）作为上市公司研发创新产出水平的计量指标，重新进行假说1～3的多元回归检验，结果基本一致，继续支持假说1～3。

表7 企业研发创新产出计量指标的稳健性检验

（3）基于制造业行业的稳健性检验

不同行业的供应商特征差异较大。鉴于制造业的代表性，以及供应商对制造业企业的重要性，选取具有代表性的制造业样本重新进行上述假说的多元回归分析，以弱化行业特征对上述实证研究的潜在影响，回归结果继续保持一致（限于篇幅未予汇报）。

4 研究结论及实践启示

中国上市公司普遍存在较为集中的供应商基础，即供应商集中度较高。较高的供应商集中度意味着企业对其核心供应商的依赖，可能会影响企业的研发创新产出。鉴于此，本文通过CSMAR数据库收集制造业上市公司前五大供应商数据并手工收集补充数据，采用前五大供应商采购占比和作为中国上市公司供应商集中度的计量指标，理论分析与实证考察供应商集中度对企业研发创新产出的影响，以及企业产权性质和地区法律制度进程对两者关系的调节与干预作用。研究发现，上市公司供应商集中度具有风险效应，导致企业研发创新产出降低。国有企业抗风险能力更强，地区法制环境较好更有助于保障风险较高企业的权益，进而使得供应商集中度对企业研发创新产出的负向影响在国有企业与地区法制环境较好的企业中表现得更弱，反映了中国制度环境对供应商集中度与企业研发创新产出间关系的干预与调节效应。

本文的发现具有重要的实践意义。供应商集中度较高会增加企业经营风险，抑制企业研发创新行为，企业需要谨慎审视供应商集中度带来的有利与不利，合理应对供应商高度集中带来的不良经济后果；地区法律制度环境改善有助于弱化供应商集中度对企业研发创新产出的负向影响，因此，地区政府应积极推进地区法律制度发展进程，为企业营造良好的外部法制环境。