渠道合作情境下合同双元功能对主动和被动投机行为的影响差异研究

李汝琦，庄贵军，丰 超,2

(1.西安交通大学 管理学院，陕西 西安 710049;2.香港城市大学 商学院，香港 999077)

一、 引 言

在营销渠道(以下简称渠道)的交易中，合作伙伴的投机行为通常难以避免(Wathne和Heide，2000)[1]。长期以来，理论界和实践界一直关注和研究渠道中的投机行为，并普遍认可其有一定的破坏性，不仅会损害合作伙伴的利益，对合作关系的稳定带来挑战和威胁，还会增加渠道冲突、降低合作满意度，最终导致渠道整体利益受损(Brown等，2000；Hawkins等，2008)[2-3]。不过渠道投机行为是一个复杂的变量，有多种驱动因素，表现形式各异。当前我国经济快速发展，渠道环境不断变化，这增加了渠道投机行为的复杂性，使其更难以甄别和防范。

根据Wathne和Heide(2000)[1]的研究可知，投机行为可以被划分为主动投机行为和被动投机行为两种，前者包含强制让步和侵害，后者包含逃避责任和拒绝调整。通常而言，主动投机行为和被动投机行为同时存在于渠道合作关系中。但是此前绝大多数的研究都将投机行为看作一个单一维度的变量来进行分析，少有研究将其分开，分别进行检验和提出不同的治理策略(任星耀等，2012)[4]。同时此前关于投机行为的研究主要以交易成本为理论基础，探讨正式的合同治理机制的作用。尽管多数研究发现合同机制能够有效地抑制渠道投机行为，但也有研究认为合同机制在抑制渠道投机行为上是无效的(Brown等，2000；Antia和Frazier，2001；Cannon等，2000)[2,5-6]。这些不同的研究结果使得合同治理对投机行为的研究一直没有定论。此外，前人的研究大多将合同视为一个单一维度的变量来进行分析(任星耀等，2012)[4]。实际上合同是一个多维度的变量，具有不同的功能。遵循这样的思路，有学者提出应该针对合同机制的不同维度，或者将不同性质的渠道投机行为区分开来，分别进行探讨(Wathne和Heide，2000；Luo，2002；Luo，2006)[1,7-8]。然而就目前的文献而言，没有研究将这二者结合，探讨合同治理机制的不同维度如何影响性质不同的渠道投机行为。

为了弥补这一研究不足，本文在既有文献的基础上，根据渠道投机行为的性质，将其划分为主动投机行为和被动投机行为；并沿用Mesquita和Brush(2008)[9]的观点，将合同细分为保障功能(合同监督)和协作功能(企业间联合行动)两个维度。据此，本文将合同机制的不同维度与不同种类的投机行为相结合，探讨合同的双元功能(保障功能和协作功能)如何影响经销商的主动投机行为和被动投机行为，继而影响渠道合作绩效。本文以国内制造商与分销商的关系为研究情境，以制造商市场部或渠道部的负责人为调查对象，在全国5个城市收集512份有效样本进行实证检验。

本文的创新点在于：以合同监督和企业间联合行动将合同治理的保障功能和协作功能操作化，探讨二者对不同性质渠道投机行为的影响差异。尽管合同治理的双元功能不是本文提出的，但是以合同监督和企业间联合行动将其操作化，并将其与两种性质不同的渠道投机行为相联系、探讨其影响差异，则是此前所没有的。这一研究及其结果在理论上不仅能为合同治理双元功能的理论观点提供了经验证据，而且有助于更深入地理解渠道投机行为的性质和类型，推动学术界关于渠道投机行为治理的探索；在实践上，能够帮助企业根据不同性质的渠道投机行为，发挥合同治理的不同功能，有针对性地采取相应的治理策略，提高渠道合作绩效。

二、 理论基础与文献评析

(一) 合同与合同治理机制

在跨组织交易研究中，交易成本理论是解释合同的最有影响力的理论之一。它由Coase(1937)[10]创立，(Williamson,1975；Williamson,2002)[11-12]在新的人性假设的基础上进一步推广和发展了这个理论。交易成本理论的目的是将交易的治理结构与其特性相匹配，并以交易成本的高低为标准，选择交易的治理结构。具体而言，交易的治理结构主要包含三种：市场、层级(即企业)和介于二者之间的混合形式。而交易的特性主要通过三个维度来描述：交易资产专用性、交易不确定性和交易频率等。其中交易资产的专有性是指在渠道合作关系中，一个企业专门针对其合作伙伴的资产投入，包括设备、程序、培训或关系等方面(Yang等，2011；Joshi和Stump，1999)[13-14]。由于交易专有资产能够提高合作效率，因此只要一个企业与其他企业开展持续性的交易或合作，该企业则无法避免会或多或少地投入交易专有资产。但是因为专有性高的交易资产不能毫无成本地转移，以用于其他的合作关系，所以企业在专有性高的交易资产上的投入具有抵押性质——企业一旦退出这段合作关系，就会产生损失(Williamson，1975；Williamson，2002)[11-12]。换言之，一个企业在交易专有资产上的投入越大，交易专有资产的转移就越困难，在结束双方的合作关系时，企业受到伤害则越大。此外合作伙伴的投机行为也会威胁企业的交易专有资产。因此为了保护交易专有资产的安全，企业会采取措施(譬如签订合同)降低合作伙伴的渠道投机行为，维持合作关系的持续性。

迄今为止，关于合同对渠道投机行为的治理结果，学术界还存在着不同的观点。主流研究认为合同为渠道合作成员提供了合作基础和交易框架，能够有效地降低渠道成员的投机行为动机(Antia和Frazier，2001)[5]。一份详细的合同不仅会开列出合同执行的细节，如交易的数量、质量、期限和价格，交易双方的权利、责任、义务和可能出现的问题、纠纷和解决方法等(庄贵军等，2019；Poppo和Zenger，2002；Zhou等，2008)[15-17]，还会包含违约责任条款、补充性或保障性条款(Mesquita和Brush，2008；Schilke和Lumineau，2016)[9，18]。合同条款越详尽，越能降低合作的不确定性(Wuyts和Geyskens，2005)[19]，并且会对渠道成员发挥警示作用，约束合作双方的行为(Antia和Frazier，2001)[5]。但是也有一部分学者认为，合同并不能有效地减少渠道投机行为，因为在动态变化的环境中，有限理性使得交易双方无法事先预知未来可能发生的所有问题并将其纳入合同内容中，所以一方或双方可能会利用合同中的一些漏洞，产生投机行为(Williamson，2002)[12]。还有学者认为，合同本身就意味着双方在某种程度上的互不信任，这会影响合作关系，使合作氛围变得紧张，引发投机行为(Cavusgil等，2013；Zhang等，2017)[20-21]。以上两种学术观点都有经验证据的支持。例如Dahlstrom和Nygaard(1999)[22]的研究表明正式治理负向影响经销商投机行为，而John(1984)[23]则发现合同治理会加重而非减少经销商的投机行为。另外，Cavusgi等(2013)[20]也发现合同治理机制对境外分销商投机行为的影响不显著。这些不同的研究结果使合同机制对渠道投机行为的作用一直没有定论。

之所以出现上文所述的不同研究成果，可能的原因是之前的研究大多将合同视为一个单一维度的变量来进行分析(任星耀等，2012)[4]。实际上合同是一个多维度的变量，具有不同的功能。Mesquita和Brush(2008)[9]的实证研究发现，合同治理机制不仅具有保障功能，还兼具协作功能，能够提高企业之间协作的效率(协作功能的结果)，尤其是在合作的工作任务比较复杂时。Shen等(2017)[24]以公平代表保障功能的结果，以效率代表协作功能的结果，研究发现除了带来公平的结果(保障功能)以外，合同治理机制还导致了效率提高，暗示合同治理机制确实兼有协作功能。Lumineau和Quelin(2012)[25]通过研究175份企业与其经销商签订的合同发现，合同中不仅包含保障公司利益的控制条款，还包含促进双方相互合作的协作条款。然而仔细阅读上述文献，本文发现Mesquita和Brush(2008)[9]与Shen等(2017)[24]的研究是用治理结果代替保障功能和协作功能而做出的推断，没有直接检验和测量合同治理机制的保障功能和协作功能；Lumineau和Quelin(2012)[25]的研究是基于合同条款的内容，虽然能够比较客观地观察合同中两种功能的语言表达，但是因为没有涉及合同条款的执行，所以并不能真实地体现合同治理两种功能的具体落实。这里本文要特别强调合同内容并不等于合同执行；企业之间签订的合同只有转化为企业依据合同而执行的行为才有意义。尤其在中国的商业环境下，法律制度不够完善，仅依靠合同条款的约束是不够的，需要更多地落实于具体行为(Luo，2006；Luo，2002)[7-8]。

因此不同于Lumineau和Quelin(2012)[25]以及Mesquita和Brush(2008)[9]、Shen等(2017)[24]的操作方法，本文以合同监督和企业间联合行动来测量合同的保障功能和合同的协作功能。合同的保障功能通过合同实施过程中对合同监督来实现，即在一段合同关系中，企业使用合同条款赋予的权利来约束和控制合作方的行为，使其与合同条款的要求保持一致(庄贵军等，2016；Lusch和Brown，1996)[26-27]。企业只有加强对合同执行情况的监督，签订的合同才能更好地转换为合同执行，也才能有效地降低合作方可能发生的投机行为，减少由此而给自己带来的损失(Hoetker和Mellewigt，2009)[28]。合同的协作功能通过企业间联合行动来实现。这里要特别注意的是，企业间联合行动在概念的外延上要大于合同的协作功能。因为企业间联合行动既可能来自于合同的规定，此时它体现合同的协作功能；也可能来自于合作双方的关系规范，此时它体现双方的互依、互信、团结和适应性等关系规范的内涵。因此要以企业间联合行动来体现合同的协作功能，必须对其有所限定，即合作双方是“根据合同的规定”所进行的联合行动。另一方面，合同的协作功能如果不落实，就只是一些合同条款，就如同合同的保障功能没有合同监督去落实一样。因此加上“根据合同的规定”这一限定以后，企业间联合行动就是合同协作功能的落实或体现。企业间联合行动又分为共同制定计划和共同解决问题(Claro等，2006)[29]。共同制定计划是事前和事中的联合行动，指针对未来潜在可能发生的事件及其后果，合作双方讨论与协商、制定相应措施，明确彼此责任与义务的行为；共同解决问题则是事中和事后的联合行动，指问题发生后企业之间就问题进行讨论与协商、提出解决方案的行为。

(二) 渠道投机行为和分类

投机行为是指在交易的过程中，人们通过欺诈等不正当的手段损害对方的利益，谋取个人利益最大化的行为。比如，投机取巧、利用他人的被动处境施加压力、提供不准确的信息等(Wathne和Heide，2000)[1]。在渠道合作关系中，投机行为主要表现为违反合同的条款或关系规范、逃避或者不履行应尽职责、有目的地隐瞒或歪曲事实等(Yang等，2011；张闯和徐佳，2018)[13，30]。渠道中的投机行为不仅会损害合作伙伴的利益，譬如交易专用资产，还会妨碍双方的共同目标、破坏渠道关系、降低合作效率、减少各个渠道成员的经济收益(任星耀等，2012)[4]。

学术界关于投机行为的定义较为一致，但关于其表现形式或分类尚存分歧。最早对投机行为分类进行探索的是Williamson(1975)[11]。他指出在交易中，不仅存在违反或侵害正式契约的投机行为(例如不履行合同规定的成员责任、义务的行为)，而且还存在违反或侵害非正式的关系契约的投机行为(例如违背关系规范的行为)。他将前者定义为显性投机行为，后者定义为合法投机行为。此后，许多学者沿袭这一传统的分类标准展开研究。例如，Luo(2006)[8]将投机行为分为强投机行为和弱投机行为，分别指违反或不履行正式合同的行为和侵害或违背关系规范的行为。Wang和Yang(2013)[31]将投机行为划分为客观型和感知型两大类，前者指明确违反合同条款的行为，后者指偏离合作预期的行为。随着研究的逐渐深入，有学者提出，只按照违反契约(合同或关系规范)的类型分类，而不考虑环境变化的影响，这只适用于静态环境下的分析，无法满足管理实践在动态环境中的要求(高维和等，2006)[32]。针对这一缺陷，Wathne和Heide(2000)[1]将环境和投机行为相结合，提出了投机行为的行为—环境范式，将投机行为分成四种：侵害，主动投机和原有环境；强制让步，主动投机和新环境；逃避，被动投机和原有环境；拒绝调整，被动投机和新环境。

本文采用Wathe和Heide(2000)[1]的观点，将渠道投机行为划分为主动投机行为和被动投机行为。其中主动投机行为包括侵害和强制让步，指企业为了追求己方利益而公开违反合作关系中明确或暗含的规定，或是通过歪曲信息、夸大困难、利用突发事件等方式在新环境下强制要求合作伙伴让步或重新进行谈判以谋取私利。被动投机行为包括逃避和拒绝调整，指企业为了自身利益而逃避或不履行之前约定的明确或暗含的责任，或者在新环境下拒绝调整的行为，如不守承诺、截留信息、不履行责任、不提供适时提醒等。概括而言，主动投机行为是一种有为行为，目的在于追求更高的利益；而被动投机行为是一种不为行为，目的在于降低成本和支出(Seggie等，2013)[33]。

三、 研究假设

图1 研究框架

根据交易成本理论的基本逻辑，结合本文的情境——渠道中制造商与经销商之间的合作关系，构建图1作为研究框架。

(一) 合同监督与主动和被动投机行为

在制造商与经销商的合作关系中，制造商通过发挥合同的保障功能，监督经销商的渠道行为。制造商一旦发现经销商出现违背合同条款规定的行为，则会根据合同的明确规定，使其承担合同违约责任并遭受相应的法律制裁或惩罚。首先，制造商进行合同监督，意味着该企业十分重视合同的执行和完成，任何针对本企业的渠道投机行为都会被发现并严厉处罚(庄贵军等，2016)[26]，这会向经销商传达警戒的信息，产生有效的震慑和吓阻。因此合同监督使得经销商慑于受到严苛的制裁而自发地降低主动投机行为的动机，并会对履行合同规定和保持合作关系采取更谨慎的态度(任星耀等，2012)[4]。此外，合同监督还能降低信息不对称的程度，使制造商更容易发现经销商的投机行为(Wathne和Heide，2000)[1]。而随着信息不对称的程度不断下降，经销商的主动投机行为的倾向很可能在第一时间就被抑制(Celly和Frazier，1996)[34]。在监督的过程中，制造商也能够获取更多准确的信息，包括主动投机行为是否已经发生及具体发生情况。这些信息都能帮助制造商实施惩罚，并有效地抑制经销商继续采取主动投机行为。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

H1a：合同监督负向影响经销商的主动投机行为。

相较于主动投机行为，经销商的被动投机行为更为隐秘，因此更不容易通过监督而被发现和被处罚。不同于合同监督对主动投机行为的抑制作用，合同监督会增加经销商的被动投机行为。原因在于，制造商的监督行为本身在某种程度上会使经销商认为，他们的行为被监视且决策自由被侵犯，继而产生不满的情绪或者抗拒的心理，导致渠道关系变得不愉快(Cavusgil等，2013)[20]。此外，制造商对经销商进行监督，会降低对方完成任务的内在驱动力，打击对方的自尊心；经销商还会认为监督是对其不信任的表现(Dickinson和Villeval，2008)[35]。这些都可能会导致经销商的合作积极性下降，产生不尽全力合作、消极怠工、逃避等被动投机行为(Jap和Anderson，2003)[36]。因此合同监督反而会导致经销商产生被动投机行为。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

H1b：合同监督正向影响经销商的被动投机行为。

(二) 企业间联合行动与主动和被动投机行为

在制造商与经销商的合作关系中，当双方根据合同规定发挥合同的协作功能时，他们会加强联合行为，一方面共同制定计划，达成一致的合作目标，为可预见的突发事件或意外情况做预案(Mooi和Ghosh，2013)[37]；另一方面共同解决问题，克服合作中出现的困难，寻求双方都可以接受的解决方案，尽量减少损失，促进合作目标的达成(Faems等，2008)[38]。制造商和经销商追求的目标从自身利益变为渠道整体绩效，双方目标趋向一致，并看重互惠互利。此时双方各自的利益需求是由提升双方的总体收益来实现，这自然会促使双方为了整体目标而努力协作，解决合作中的问题。因此企业间联合行动不仅能促使经销商遵守合同规定，抑制自己追求己方利益而公开违反合同的主动投机行为，而且还能够提高双方在履行各自渠道责任时的自觉性和自律性，互相协作、互助互利，从而抑制经销商的逃避和拒绝调整等被动投机行为(张闯和徐佳，2018)[30]。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

H2：企业间联合行动负向影响经销商的(a)主动投机行为和(b)被动投机行为。

(三) 投机行为与合作绩效

合作绩效是渠道合作各方所追求的目的。良好的合作关系有助于提升制造商合作绩效(Palmatier等，2007)[39]。然而无论是经销商公开违反合同约定的主动投机行为，还是消极怠工、逃避等被动投机行为，都会损害渠道的整体利益，降低制造商的渠道合作绩效(Griffith和Zhao，2015)[40]。此外两种性质的投机行为均会破坏制造商和经销商之间的合作氛围和关系质量，减少制造商对合作关系的满意度和合作绩效(Wuyts和Geyskens，2005)[19]。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

H3：经销商的(a)主动投机行为和(b)被动投机行为负向影响合作绩效。

四、 研究方法

(一) 样本

为检验上述提出的假设，本文以国内制造商与分销商的合作关系为研究情境，以制造商市场部或渠道部的负责人为调查对象，委托一家专业市场调查公司对分布在5个城市(西安、北京、深圳、郑州和上海)的制造商发放调查问卷。随机抽取当地工商企业名录中一定数量的制造企业作为备选对象。在排除不符合要求的企业后，调查员首先通过电话联系符合要求的企业，然后将问卷送达，并请被访者当面填写问卷。被访者必须是企业总经理或市场部门负责人等对企业渠道了解的人员。为保证问卷响应率和数据质量，提前告知被访者调查问卷的学术用途，并承诺对其所提供的信息进行保密。被访者完成问卷填写并检验合格后，会获得一笔问卷填写费。在调研过程中，被访者会留下联系方式；在问卷回收后，为了保证问卷信息的真实性和可靠性，督导员会按一定比例进行电话复核。总共发放问卷600份，回收565份，剔除缺省值太多或题项选择明显矛盾的问卷53份，最终获得有效问卷512份，有效问卷回收率为85.3%。为确保数据录入的准确性，所有数据均采取双录，即同一份问卷由不同的人分别录入数据，之后进行比对纠错。

样本企业中，制造商所属行业包括食品饮料制造业(30.3%)、电器与电子制造业(10.2%)、纺织服装业(8.7%)、机械制造业(5.4%)以及其他制造业(45.4%)；制造商的企业性质包含私营企业(54.7%)、独资企业(15.2%)、合资企业(13.9%)、国有企业(6.0%)、中外合资企业(4.2%)以及其他类型企业(6.0%)；制造商和经销商的合作时长包括两年以内(6.6%)、二至五年(31.6%)、五至十年(40.6%)和十年及以上(21.2%)；制造商销售规模(百万元)包括小于5(18.4%)、5至24.99(22.3%)、25至49.99(12.5%)、50至99.99(15.8%)、100至299.99(11.3%)和300及以上(19.7%)；问卷填写人从事该工作的时长包括两年以内(1.2%)，二至五年(14.1%)、五至十年(50.6%)和十年及以上(34.1%)。

(二) 变量的测量

表1列举了主要变量及其测量题项。在调查时，被调查者从1到7(1=非常不同意，7=非常同意，其他为中间状态)为每个题项打分，在需要时表达意见。本文共涉及6个变量，其测量题项分别来自于此前的研究。本文对英文量表进行了中英对译，在不改变原意的前提下，根据研究情境对个别题项做了适应性修改。

表1 主要变量及其测量题项

合同的保障功能用合同监督(CM)来测量，三个题项均来源于Lusch和Brown(1996)[27]。合同的协作功能(JA)根据Claro等(2006)[29]的量表分共同制定计划(JP)和共同解决问题(JPS)两个因子来测量，协作功能是由这两个因子构成的二阶因子，两个因子各有3个题项。经销商的主动投机行为(OPP)和被动投机行为(OPN)从制造商的角度测量其感知的经销商主动和被动投机行为，4个题项来自Heide等(2007)[41]、Luo(2006)[8]、Wathne和Heide(2000)[1]的研究。合作绩效(PF)用一方对另一方在销售额、利润额以及适应能力等方面的满意度来测量，共有3个题项，来自Frazier(1983)[42]与Robicheaux和Elansary(1975)[43]的研究。

(三) 信度与效度检验

信度检验如表1所示。探测性因子分析所得各量表的α值均超过0.8；验证性因子分析所得各量表的组合信度(CR)均接近或大于0.9。说明各量表的测量结果具有较高的信度(Fornell和Larcker，1981)[44]。

效度检验方面，首先，量表内的各个测量题项均来源于前人的研究，反映相关变量的内涵，具有较好的表面和内容效度。其次，测量结果的聚敛效度令人满意。验证性因子分析的结果显示，拟合参数为CMIN/DF=2.428(介于理想标准1-3)，RMSEA=0.055<0.080(较理想标准)，CFI=0.946，IFI=0.937，GFI=0.915，NFI=0.920>0.090(理想标准)。所有题项的因子载荷在0.05的水平上显著，且大于0.8；各变量平均方差抽取量(AVE)都大于0.7(见表1)。再次，如表2所示，6个变量AVE的平方根都大于其他因子相关系数的绝对值，因此各变量之间具有较好的判别效度(Bagozzi和Yi，1988)[45]。最后，根据Tsui等(1995)[46]的观点，存在严重的多重共线性问题的相关水平临界值一般超过0.750。因此本文的样本数据不存在严重的多重共线性问题。

表2 变量的平均值、标准差及它们之间的相关系数

(四) 共同方法偏差检验

由于从同一数据源收集数据，所以调研结果可能存在共同方法偏差。为了了解偏差的程度，首先，进行Harman单因子检验。将所有题项并入一个变量，进行无旋转主成分分析；共分解出6个初始特征值大于1的因子，第一个因子占总方差的23.213%，这说明共同偏差问题不严重。其次，采用Lindell和Whitney(2001)[47]分离标签(Marker Variable)的方法进行进一步检验。由于“销售占比(分销商在区域内对制造商的销售占比)”这个变量在模型中未涉及，且与模型中至少一个变量不相关，因此本文将“销售占比”与模型中所有的变量进行皮尔逊相关分析，其中最低的相关系数绝对值是0.001。采用此值剔除分离标签的影响，如表2所示，各变量之间的相关系数在加入分离标签之后没有显著变化。这进一步说明共同方法偏差问题不会对分析结果造成严重的影响。

五、 数据分析与假设检验

注：**表示相关系数在p<0.01的水平显著(双尾检验)图2 结构方程的路径模型

为了检验前文提出的假设，本文采用结构方程(SEM)的路径模型对数据进行拟合。在分析时，本文控制了制造商的企业性质(三个哑变量：私营企业=1，其他=0；国有企业=1，其他=0；集体企业=1，其他=0)、制造商所属行业(三个哑变量：机械=1，其他=0；电器=1，其他=0；软件=1，其他=0)、员工数目(1=≤10人，2=11-50人，3=51-100人，4=101-200人，5=201-500人，6=501-1000人，7=≥1001人)等变量。拟合结果的参数为CMIN/DF=2.059，RMSEA=0.046，CFI=0.930，IFI=0.913，GFI=0.912，NFI=0.916。拟合结果如图2所示。

其中“合同监督→主动投机行为”的路径系数为-0.233(p<0.01)，与H1a的预测一致，因此数据分析结果支持H1a，即制造商加强对合同执行情况的监督，能够抑制经销商的主动投机行为。“合同监督→被动投机行为”的路径系数为-0.129(p>0.1)，与H1b的预测不一致，数据分析结果不支持H1b，即合同监督对被动投机行为没有显著的影响。“企业间联合行动→主动投机行为”的路径系数为-0.077(p>0.1)，与H2a的预测不一致，数据分析结果不支持H2a，即企业间联合行动对经销商的主动投机行为没有显著的影响。“企业间联合行动→被动投机行为”的路径系数是-0.206(p<0.01)，与H2b的预测一致，因此数据分析结果支持H2b，即制造商加强双方的联合行动，能够抑制经销商的被动投机行为。“主动投机行为→合作绩效”与“被动投机行为→合作绩效”的路径系数分别为-0.113(p<0.01)和-0.304(p<0.01)，与H3a和H3b的预测一致，即经销商的主动投机行为和被动投机行为均会降低合作绩效。

此外本文还做了两项事后检验。第一，采用Mackinnon(2012)[48]推荐的Bootstrap程序，检验主动投机行为和被动投机行为的中介效应。分析结果如表3所示。由表3可见，两条中介效应(间接影响)路径95%的置信区间都没有包含0，且Z值大于1.96，说明主动投机行为和被动投机行为均有显著的中介效应。由于合同监督和企业间联合行动对绩效的间接影响、直接影响和总影响均显著，可以推断在本文所考虑的变量中，主动投机部分中介了合同监督对绩效的正向影响，被动投机部分中介了企业间联合行动对绩效的正向影响。

表3 间接影响、标准误和置信区间

第二，采用Kline(2019)[49]推荐的卡方差异值检验(Chi-square Difference Test)，比较主动投机行为和被动投机行为对渠道合作绩效影响的大小。本文将主动投机行为和被动投机行为与合作绩效的路径系数分别设置为a和b，且令a=b，然后将拟合结果与原模型进行比较。结果显示，CMIN=10.397，DF=1，p<0.01。这说明主动投机行为和被动投机行为与合作绩效的影响存在显著的差异。因为“主动投机行为→合作绩效”的路径系数(-0.133)小于“被动投机行为→合作绩效”的路径系数(-0.304)，所以在本文所考虑的变量中，主动投机行为对合作绩效的抑制作用小于被动投机行为对合作绩效的抑制作用。

六、 结论、启示与展望

(一) 结 论

本文以交易成本理论为逻辑主线，以营销渠道中制造商与经销商的合作关系为研究情境，以制造商市场部或渠道部的负责人为调研对象，得到512份针对制造商—经销商渠道关系的有效问卷，探讨合同的双元功能对经销商的主动投机行为和被动投机行为的影响差异。本文检验了6个假设，其中4个假设得到了数据支持。此外还做了两项事后检验。本文得到以下结论：第一，合同监督有助于抑制经销商的主动投机行为，但对其被动投机行为的影响不显著；第二，企业间协作有助于抑制经销商的被动投机行为，但对其主动投机行为的影响不显著；第三，经销商的主动投机行为和被动投机行为均负向影响合作绩效；两项事后检验的结果是：其一，经销商的主动投机行为中介合同监督对合作绩效的正向影响，其被动投机行为中介企业间联合行动对合作绩效的正向影响；其二，经销商的主动投机行为对合作绩效的抑制作用小于其被动投机行为对合作绩效的抑制作用。

关于不显著的两条路径，本文有如下解释：首先，合同监督对经销商被动投机行为的影响不显著(H1b)。这可能是由于双方事先签订的合同中包含有关监督的条款，所以当制造商执行合同监督时，经销商容易理解——监督行为本身并非“找茬”，而是照章办事。这不会引起经销商的逆反情绪而导致消极怠工，增加被动投机行为。其次，关于企业间联合行动对经销商主动投机行为的影响不显著(H2a)。尽管制造商和经销商的协作行为可能会驱使经销商因追求整体利益而降低主动投机行为，但是由于双方在共同制定计划的过程中，经销商可能会发现一些漏洞，而在随后的合作过程中，主动利用这些漏洞，谋取己方利益；或者在共同解决问题时，问题的暴露也可能为经销商采取主动投机行为提供可乘之机。二者都可能促使经销商采取主动投机行为。

(二) 启 示

本文有下述几点理论贡献：第一，将合同治理的保障功能和协作功能操作化，分别由合同监督和企业间联合行动来体现和测量。尽管合同治理保障功能和协作功能的区分不是本文提出的，但是以合同监督和企业间联合行动将其操作化，则是之前研究所没有的。近年来，有学者开始关注合同治理的不同维度。比如Mesquita和Brush(2008)[9]与Shen等(2017)[24]在研究中采用治理结果代替合同的两种功能，推断合同兼具保障和协作两种功能。Lumineau和Quelin(2012)[25]则通过分析合同文本的具体条款，区分出合同的不同功能。基于这些文献并针对其不足，本文以合同监督和企业间“根据合同规定”的联合行动来测量合同的保障功能和协作功能，直接检验两种功能的治理效果。这一方面能够弥补此前研究以治理结果代替合同双元功能的缺陷(Mesquita和Brush，2008；Shen等，2017)[9，24]；另一方面弥补Lumineau和Quelin(2012)[25]的研究以合同条款而不以合同条款的落实测量合同双元功能的缺陷。

第二，将合同治理的两个维度与两种不同类型的投机行为相联系，探讨二者对不同表现形式的渠道投机行为的影响差异。这也是此前的研究所没有的。本文研究发现，合同监督能够抑制经销商的主动投机行为，但对其被动投机行为的影响不显著；企业间联合行动能够抑制经销商的被动投机行为，但对其主动投机行为的作用不显著；此外，经销商的主动投机行为中介合同监督对合作绩效的影响，其被动投机行为中介企业间联合行动对合作绩效的影响。这一研究结果不仅具有新意，有助于学术界更深入地理解渠道投机行为的性质和类型，而且为合同治理双元功能的理论观点提供了经验证据，有助于推动学术界关于合同治理的探索。

第三，本文有助于解释此前关于合同治理影响渠道投机行为的研究结果不一致的现象。如前所述，此前的一些研究发现，合同治理能够有效地降低渠道成员的投机行为；而另一些研究则发现，合同并不能减少渠道投机行为，甚至还可能引发投机行为(Brown等，2000；Antia和Frazier，2001；Cannon等，2000)[2,5-6]。这些不一致的研究结果，原因可能在于，之前学者没有特别区分合同的不同功能或投机行为的不同表现形式，将其分开来进行研究。比如此前多数学者将合同视为一个单一维度的变量来进行研究，更多关注的是其保障功能，忽略其协作功能；此时如果研究中测量的投机行为更多的是主动投机行为，则会得到“合同治理能够抑制投机行为”的结论；然而如果此时研究中测量的投机行为更多地偏向被动投机行为，则可能会有不同的发现——合同治理对投机行为的抑制作用不显著。这说明后续的相关研究需要区分不同性质的投机行为和合同治理功能。

从企业实践的角度来说，本文的研究结论对于渠道合作情境下的制造商具有重要的启示。首先，制造商需要针对不同环境下渠道合作关系的实际情况，辨别分析渠道中投机行为的类型，明晰每类渠道投机行为背后所隐藏的不同动机和原因，对症下药，有针对性地采取相应的治理策略。根据本研究的结果，合同的双元功能对于不同性质的投机行为有着不同的作用方式。因此制造商可以根据期望实现的目标有选择性地发挥合同的不同功能。当制造商致力于重点防范、降低经销商的主动投机行为时，可以更多地发挥合同的保障功能，适当加大监督的力度，对经销商起到威慑、警示的作用，使其更认真、严肃地对待合同条款；当制造商的目标是降低经销商的被动投机行为时，则更应发挥合同的协作功能，通过企业间联合行动与对方建立共享的目标，强调采取互惠行为，从而降低对方的被动投机行为动机。通过外部的强制和内在的自我控制，双管齐下来治理经销商的主动和被动投机行为，从而最大限度地避免各类渠道投机行为，实现合作共赢。

另外在渠道合作中，制造商应当警惕经销商在合作关系持续期间的多种渠道投机行为表现。除了昭然若揭的主动投机行为之外，制造商还需关注更隐蔽的被动投机行为，如不按承诺行事、隐藏信息、告知不完备事实、忽视对责任的履行、不提供适时提醒等。根据本文的研究结果，相较于主动投机行为，这些被动投机行为更不易察觉，却会给制造商带来更高的交易成本，危害甚至大于主动投机行为。

(三) 展 望

本文还存在一些局限。仅从制造商一边获取调查数据，研究结果虽然能够反映制造商对合同治理、企业间协作等的感知，但不一定代表经销商的感知情况。今后可以考虑从制造商和经销商两边获取数据，以便了解更真实的双边互动情况。另外，本文采用问卷调查的方式获取数据，虽然能够在一定程度上反映企业合同治理的情况，但是数据不够客观，有可能受被调查者主观感知的影响。未来可以结合合作中使用的真实合同文本，提炼和区分出合同中的保障性条款和协作性条款，以获得更加客观的研究结果。未来的研究可以延续本文的思路，关注其他治理方式的保障功能和协作功能。