標準對提升物流服務質量的市場結構門檻效應與機制研究

張寶友 唐宇飛 楊玉香 孟麗君 于艷娜

一 引言及文獻述評

經濟發展方式的轉變促進了我國物流業快速發展。近五年來我國物流總額持續增長，平均增速達到6.3%，已成為支撐我國國民經濟發展的基礎性產業。2018年我國全社會物流總額為252.8萬億元。中國已成為全球第一物流大國，但我國物流總費用占GDP比率即使2012-2018年六連降(從18%下降至14.8%)，也依然高于發達國家的8%～9%(魏際剛,2019)[1]。此外，代表我國國際物流保障能力的運輸服務貿易，2018年的逆差達到659.9億美元。整體來看，我國物流業“大而不強”，物流發展質量和效率與人民日益增長的對美好生活的需要依然存在很大差距(魏際剛,2019)[1]。物流標準是對運輸、配送、包裝、裝卸、倉儲、流通加工、資源回收及信息管理等物流活動有關標準的總稱。《中國物流標準化發展監測分析報告(2017)》顯示，標準化后的平均成本占主營業務收入的比重下降31.6%，創造供應鏈物流效益95.6億元，CO2排放量減少13萬噸，供應鏈協同作業效率平均達到12.5%。在國家政策層面，《物流業發展中長期規劃(2014-2020年)》、《國內貿易流通標準化建設“十三五”規劃(2016-2020)》和《關于推動物流高質量發展促進形成強大國內市場的意見》均將“健全物流標準體系”作為我國物流服務質量提升的突破口。可見，物流標準化是目前最有效和能持續提升物流服務質量的重要手段。

現有研究存在以下三個不足。

一是已有關于物流標準與物流服務質量關系的研究結論并不一致。一些研究表明物流標準化既可以提升物流業的生產效率(Zhao et al.,2017)[2]、影響市場結構(劉小魯,2018)[3]，也可以通過強化標準治理提升全要素生產率(Gereffi和Lee,2012)[4]，最終提升物流服務質量。但也有研究指出兩者關系不顯著(Bajec et al., 2015[5];Wakke,2016[6])。因此，重新梳理物流標準對物流服務質量的內在作用機理，以我國物流業為研究對象進行實證檢驗，可以補充關于物流標準與物流服務質量關系問題的探討。

二是從市場結構視角分析物流標準對物流服務質量影響機理的研究不足。現有研究主要探討標準影響市場競爭的公平性(李明峰和陳波,2019)[7]、市場勢力(劉小魯,2018)[3]以及市場結構對產品質量的影響(Serti和Tomasi,2012[8];曾伏娥等,2017[9];李峰和王亞星,2019[10])等，鮮有文獻分析物流標準、市場結構與物流服務質量三者間的關系機理。市場結構是企業進入市場與產業生產率的決定因素(劉小魯,2018)[3]，因此，分析物流標準通過影響市場結構進而作用于物流服務質量的內在機理等問題，是從產業層面提出如何利用物流標準提升物流服務質量政策建議的基礎。

三是實證檢驗的測量指標選取缺乏科學性。一國物流標準化水平應從其投入資源(如從事科研的人員與資本)、過程效率(標準化制定、實施等工作，標準化有關組織工作)和產出成果(標準數量)三個方面綜合衡量，單一維度的測量指標缺乏合理性(張寶友等，2019)[11]。但已有研究均以一國現存的標準數量(如ISO9000或ISO14000)表示其物流標準化水平(Terziovski和Guerrero，2014[12]；Ullab et al.,2014[13])。而市場結構的衡量指標也褒貶不一，已有研究多以市場勢力(劉小魯，2018)[3]、市場壁壘(李明峰和陳波，2019)[7]和產品多樣性(曾伏娥等，2017)[9]等變量替代市場結構變量，同樣存在不合理性。

鑒于此，本文利用我國104家物流上市公司2009-2018年的數據，結合面板門檻分析模型，考察物流業市場結構因素在物流標準與物流服務質量關系中的門檻效應，從理論上探索物流標準對物流服務質量的作用機理，為實踐中提升物流服務質量提供參考。本文的可能貢獻在于：(1)在研究視角上，重點關注物流標準對我國物流服務質量的影響機理以及市場結構的門檻效應。若存在門檻效應，則具體的作用機制如何？在門檻變量不同的分布區間內，物流標準對物流服務質量的影響存在何種差異？研究這種物流標準與物流服務質量之間的非線性關系，有助于更好地理解物流標準影響物流服務質量的區間效應和整體效應，為更全面地認識物流標準化作用提供經驗證據。(2)在研究方法上，不同于已有研究常用中介變量或引用解釋變量高階項或交叉項等方式分析變量對物流服務質量的非線性影響，本文采用門檻回歸分析法，有利于更清晰地看到物流標準對物流服務質量影響的異質性特征。(3)在測量指標上，避免僅使用某類標準衡量標準化水平出現的問題，本文從企業采用標準數、標準化科研工作、專職的標準化工作人員以及參加標準化組織等方面綜合考察物流標準化水平。同樣，分別從市場集中度、服務差異化和進入壁壘三個維度測量市場結構。

二 物流標準對提升物流服務質量的市場結構門檻效應與機制分析

物流標準提升物流服務質量的市場結構門檻因素主要是市場集中度、服務差異化和進入壁壘等。

(一)市場集中度

市場集中度主要體現為產業內的企業數量及其規模。

1.企業數量。一般企業可能不具備足以支撐標準化的研發能力和資源投入(王姍姍等，2016)[14]，因此，市場集中度越低，產業內的企業數量越多且規模都不大，不利于標準工作推進，使物流標準對物流服務質量提升的影響不強。這一階段，對政府部門來說，出于承擔克服市場失靈、整合標準化資源以及維護有效競爭等考慮(高俊光,2012)[15],會出臺政策對市場進行合理干預與協調發展。因此，隨著政府標準化工作加強，標準促進了在位企業的技術升級或改造，促使企業加強內部管理以及人員培訓，利用先進信息技術提升物流運營效率，逐步提升物流服務質量，同時也逐漸出現少數具有一定市場勢力的企業。隨著標準化強度的進一步加大，尤其是國際性標準的實施，一部分規模小、實力弱的物流企業被淘汰出局，市場份額越發集中在某些實力強的企業手中，形成壟斷勢力。此后，擁有壟斷勢力的企業更愿意通過其他途徑(如廣告宣傳、品牌管理)構建其差異化服務，樹立在消費者心中的高品質形象，利用標準化工作提升物流服務質量的動力下降，因為此時標準化成本隨標準級別的提高而快速增加。

2.企業規模。在企業內部，伴隨企業標準化出現的自動化、信息化和網絡化，在逐步改善物流服務質量的同時，也使規模化生產成為可能。另外，橫向并購作為短時間內能擴大資源互補性企業規模的方式，常常被物流業內企業采用，規模的進一步擴大有利于提升市場勢力，減弱競爭程度(徐召紅和王元華,2016)[16]。無論是企業內部生產規模的擴大，還是企業橫向并購導致的規模擴張，都將向市場提供更多的物流服務，提高單個企業的市場份額，市場集中于少數物流企業，通過標準化工作提升服務質量的動力就會下降。

(二)服務差異化

已有文獻多從服務的多樣化和品牌戰略兩方面展開研究。

1.服務多樣化。為獲得市場競爭優勢，大量物流企業采用服務多樣化策略以滿足顧客日益增加的個性化需求。當多樣化程度較低時，增加服務多樣性可以滿足顧客多樣化需求，提升顧客滿意度進而增加企業市場份額(Brynjolfsson et al.,2003)[17]。但當企業的服務多樣化超過一定限度后，銷售收入和市場份額不升反降(Wan et al.,2012)[18]。因為隨著服務多樣化的提升，范圍經濟效應下降，企業做出改善服務質量的努力被眾多產品稀釋。另外，過度服務多樣化可能導致顧客與企業間的信息不對稱現象更嚴重，影響到顧客正確評價服務質量的能力(曾伏娥等，2017)[9]。

2.品牌戰略。為了緩解市場競爭、獲得更高利潤，企業還可以通過服務內容設計或品牌定位等手段，展示自身服務與競爭對手產品服務存在的差異(龔強和張懿，2011)[19]。品牌戰略是指利用抽象化、符號化的心智概念表達出與眾不同的服務品質，品牌是企業投入大量資金、人力和物力，經過長年累月的宣傳和提供高質量的服務之后才能獲得的一種無形資產，對企業具有積極且巨大的經濟價值，更是企業提供有別于同行服務內容的載體，從而給企業帶來超額利潤與市場地位。物流企業可以采用品牌戰略(如特色化的服務內容、物流包裝設計或其組合)，降低與同行的競爭程度，提升自己的市場地位。

標準附屬的低成本的產品質量顯示功能，可以證明企業的服務具有滿足顧客某些需求的功能或質量保證(Zimmerman和Zeitz,2002[20]；李雪靈等，2011[21])。因此，在服務多樣化水平較低時，物流企業標準化工作(如認證認可)有助于提升市場認可度進而提高服務質量。但當服務多樣化達到一定程度時，會因為范圍經濟效應下降以及標準化工作量大增等原因，使得質量水平呈下降趨勢。通過品牌標準化工作，如服務安全認證、品牌標準化手冊制定與實施、品牌認證等，可以促進物流企業品牌效應的提升，進而獲得顧客對企業服務質量主觀評價的高分，但當品牌數量達到一定程度后，如果再繼續通過品牌標準化工作開展企業品牌建設，會因品牌數量過多稀釋企業資源進而影響到服務質量水平。

(三)進入壁壘

標準在產業內主要通過技術壁壘和資金壁壘兩方面對新進入者設置障礙。

1.技術壁壘。已加入標準化組織的企業，可以通過調整有利于自己利益的標準從而形成競爭優勢(Fernandez et al.,2000)[22]，防止競爭對手在他們成本高(Weiss和Sirbu,1990)[23]或沒有競爭優勢的領域獲得市場優勢。也就意味著非標準組織成員在遵守標準時面臨相當大的不利局面(Antonelli,1994)[24]，即標準化提高了行業技術進入壁壘，有利于在位企業形成壟斷的市場勢力。

2.資金壁壘。物流業本身就是一個資金密集型產業，網點設置、設備與設施的投資，以及信息化建設都需要在前期投入大量資本。高標準要求勢必增加物流企業相應設備與人員培訓的資金投入，無形中增加了準備進入物流行業的投資者風險，形成投資壁壘。

無論是標準形成的技術壁壘還是投資壁壘，當進入壁壘較低時，市場內的物流企業數量比較多，競爭激烈。為了拉開與競爭對手在服務質量方面的距離，有能力的物流企業積極開展標準化工作，此時標準化有利于物流服務質量的提升。隨著標準化工作的推進，進入壁壘提高，在位企業數量減少，市場競爭程度下降，進而失去通過標準化提升物流服務質量的動力，反而可能導致物流服務質量下降。

三 研究設計

(一)數據來源與樣本分布

研究樣本來源于深圳證券交易所和上海證券交易所上市的物流公司，其中深圳證券交易所的“G運輸倉儲”類企業有32家，上海證券交易所的“G交通運輸、倉儲和郵政業”企業有72家，總計104家。在這104家企業中，有港口經營和海上貨運類、陸上快運和交通基礎設施類、航空貨物運輸類等不同細分行業的物流企業；企業性質有國有、集體、民營和合資四種類型；所涉及的地區包括廣東、福建等20個省(直轄市、自治區)，基本上覆蓋了中部和東部所有區域，具有較大的地區、行業和企業異質性，能夠代表中國物流業現狀。

數據來源方面，將“物流標準”、“企業信息化水平”和“與政府或標準化組織關系”三個指標設計成問卷，通過郵寄、電話和實地訪談三種方式獲得相應數據。此外，其他指標的數據根據上市公司年報數據計算而得。經過處理后，獲得了2009-2018年1040個可用樣本數據。

(二)計量模型

在假設存在雙門檻效應的基礎上，本文構建門檻回歸模型式(1)來具體分析市場結構在物流標準與物流服務質量間的門檻效應。

lnPit=C+αilnXit+β1lnSit.I(thit≤γ1)+β2lnSit.I(γ1

β3lnSit.I(thit>γ2)+β4lnPit-1+εit

(1)

其中，Pit為物流服務質量，Xit為除物流標準之外對物流服務質量有影響的控制變量，Sit為物流標準自變量；thit為門檻變量，γ1、γ2表示不同水平的門檻值；εit為隨機誤差項。考慮到物流服務質量具有延續性，本期的物流服務質量與前期的積累具有密切關系，因此在模型中加入因變量的滯后項。

(三)指標選取與數據說明

1.解釋變量：物流標準(Sta)

多數研究以一國物流標準存量作為其標準化水平的替代指標(Terziovski和Guerrero,2014[12];Ullab et al.,2014[13])，但標準化水平除了標準數量外，還應該包括標準化組織(如標準化協會、標準聯盟等)，企業標準化部門和專職人員數量與素質，以及與標準化有關的政府部門等要素(Windrum,2004)[25]。因此，本文設計了如下7個題項：(1)公司國內標準采用情況較好；(2)公司國際標準采用較好；(3)公司有專門的標準化部門；(4)標準化部門內配備了素質較高的管理人員；(5)公司的技術研發水平較高；(6)公司與當地標準化組織保持良好的業務關系；(7)公司經常參加標準化活動(如學術會議)。每個問題可供選擇的答案均為“是”或“否”，本文分別賦值為“1”或“0”。然后利用主成分分析為上述7個指標賦予相應的權重，同時將這7個指標的因子得分歸一化為取值區間[0,1]。

2.被解釋變量：物流服務質量(Pro)

物流服務質量可以從消費者的主觀感受和企業提供的客觀存在兩方面進行考察。從消費者角度看，高質量的物流服務消費將帶來較高的滿意度，反之則會產生較高的“顧客投訴率”。因此，可以用企業的“顧客滿意度”或“顧客投訴率”衡量物流服務質量水平。但是，不論是“顧客滿意度”還是“顧客投訴率”，在實際運用中都不夠穩健，評價指標與評價結果之間很難保持一致的解釋(Parasuraman et al.,1988)[26]。從企業角度看，物流企業通過自身的人力、物力、資金投入，向市場提供了高質量的服務，相對具有競爭力，獲得較高的市場占有率，進而提升了企業的投資獲利能力。因此，可以用上市物流公司的利潤獲取代表其提供的物流服務水平。另外，上市物流公司的利潤率數據要比顧客滿意度數據易獲取，也更客觀。所以，本文最終選擇利潤率作為物流服務質量水平的替代指標，具體用企業的“資產利潤率”衡量。

3.門檻變量

(1)市場集中度(Mcr)。由前文分析可知，市場集中度是由在位企業數量及其規模決定的市場競爭程度。因為直接衡量市場競爭程度的常用指標存在一些局限性，如交叉價格彈性因為無法獲取企業定價數據而顯得不實用(姜秀付等，2008)[27]，本文用有關企業在市場中競爭地位的計算指標“市場份額”替代(Chang和Sing,2000)[28]，具體計算方法是各上市物流公司的年營業收入與該104家公司總營業收入的比值。若各公司的市場份額均很小，表明市場內企業數量很多且規模都不大，市場集中度低，競爭異常激烈。

(2)服務差異化(Sed)。因各物流企業的品牌戰略指標不易考察，本文選取各公司營業收入的標準差作為服務多樣化的測量指標。產品多樣化的本質體現就是每個產品線在營業收入上的變異程度，也就是每個產品線收入的離散程度(曾伏娥等，2017)[9]。數據分布的離散程度與其變異程度存在正向關系，而標準差是較為有用的變異度量(Triola,2004)[29]。上市物流公司各業務的營業收入標準差越大，表明其服務多樣化程度越高，與其他公司的服務差異化越大。

(3)進入壁壘(Cab)。企業的研發投入及其產出的專利是形成技術壁壘的重要組成，但我國上市物流公司總體專利情況不甚理想，更有少數企業因為商業機密、專利保護不力等因素而不愿意申請專利，相關數據不易獲得。因此，本文采用各公司的固定資產占其總資產的比值來衡量資金壁壘，代表進入壁壘變量。

4.其他控制變量

本文基于企業、行業和地區三個層面選取3類控制變量。

(1)企業層面的控制變量：人力資本(Hur)。人力資本是物流企業的重要生產要素，對企業標準化工作推進與物流服務質量改善具有重要意義，采用上市物流公司內擁有大專及以上學歷的員工數量與公司員工總數的比值衡量；信息化水平(Inf)。物聯網、云計算、大數據等信息技術對物流產業產生了巨大影響，物流企業越來越多地通過信息技術改善企業運作模式與效率。因此，物流企業的信息化水平是影響物流服務質量的一個重要因素。由于上市公司年報中并不披露其信息化水平相關信息，本文參考劉異玲等(2017)[30]的研究，設計如下6個題項：a.企業管理層對信息化較為重視；b.企業對信息化發展及規劃所指定的預算水平較高；c.企業信息平臺、網站建設和數據庫等信息化建設水平較高；d.物流業務(運輸、倉儲等)的數字化程度較高；e.企業經營過程中信息傳遞、利用的水平較高；f.企業擁有較高水平的IT專業人員。每個問題可供選擇的答案均為“是”或“否”(分別賦值為“1”或“0”)，利用主成分分析法為上述6個指標賦予相應的權重，同時將這6個指標的因子得分歸一化為取值區間[0，1]。

(2)行業層面的控制變量：FDI強度(Fdi)。伴隨著外資進入，市場競爭加劇。用物流業實際利用的FDI與當年GDP之比來衡量物流市場吸引外商投資的強度，間接反映物流業的競爭程度；行業整體道德水平(Mor)。企業服務質量與道德水平存在一定的相關性，企業道德水平較高，具有更高的社會責任，更愿意向消費者提供高水平服務。本文選取各年度內被證券交易所因為違反各項法規而處罰的總次數作為物流行業整體道德水平的衡量指標，相關數據來源于深圳證券交易所的“上市公司誠信檔案”中的處罰記錄和上海證券交易所“披露”的處罰記錄。

(3)宏觀環境的控制變量：經濟發展水平(Gdp)。現代物流業是國民經濟發展的推動器，是第一產業和第二產業發展的潤滑劑，與經濟發展水平密切相關。本文用我國人均GDP增長率衡量經濟發展現狀；與政府或標準化組織的關系(Rel)。企業現任高管或技術人員參加標準化組織，不僅因為可以提前了解、掌握標準化有關信息，有利于提前準備標準化工作，更因為與政府或標準化組織有著良好關系可能獲得更多的政治資源(簡兆權等，2014)[31]，從而掌握市場標準化的話語權。本文以上市物流公司的董事長或總經理(或相當管理層、專業技術人員)參加政府組織或相關標準化組織的人數替代。

表1為各主要變量的描述性統計情況。

表1 主要變量的描述性統計

四 實證結果與分析

(一)門檻效應檢驗

在門檻回歸分析之前，首先要對上述各變量進行平穩性檢驗。考慮穩健性，本文分別利用LLC(同質面板單位根假設檢驗)、IPS和Fisher-ADF(異質面板單位根檢驗)三種不同方法展開檢驗。結果顯示，各變量的水平序列均不平穩，但取一階差分后均在至少10%顯著水平上平穩。

此外，還需對樣本數據是否存在門檻效應進行檢驗。對于計量模型(1)，為解決滯后項lnPit-1的內生性問題，本文采用前向正交離差變換法消除其個體效應(靳巧花和嚴太華，2019)[32]。首先，對于誤差項，前向正交離差變換用式(2)表示。

(2)

(3)

(4)

在顯著性水平τ條件下，接受域為：

(5)

根據式(2)-式(5)的計算方法，利用matlab軟件進行求解，具體結果見表2。

表2 各變量的門檻效應檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表3 具體門檻回歸結果

(續上表)

(1)市場集中度(2)服務差異化(3)進入壁壘Hur2.374???Hur5.017??Hur3.045?(4.895)(11.52)(5.507)Inf1.034???Inf3.041??Inf1.342???(3.883)(9.654)(4.386)Fdi0.088?Fdi0.002Fdi0.102??(0.473)(0.659)(1.356)Mor0.006Mor0.001??Mor0.002(1.293)(0.233)(0.093)Gdp0.998??Gdp1.684?Gdp1.206???(2.745)(1.544)(1.457)Rel0.002Rel0.164Rel0.011(0.085)(2.983)(0.898)Sta(Mcr<2.005)-0.006?Sta(Sed<2.328)0.101?Sta(Cab<24.502)0.001???(0.034)(1.355)(1.355)Sta(2.0052.328)-0.338??Sta(24.50212.475)0.002Sta(Cab>56.035)-0.003??(0.004)(0.432)常數項2.892?常數項7.823?常數項4.238?(5.735)(12.643)(8.563)R20.957R20.963R20.969

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內的數值為對應t統計值。

1.市場集中度(Mcr)

由表2可以看出，物流標準對物流服務質量影響存在市場集中度的雙重門檻效應。表3中的列(1)就是以市場集中度為門檻變量的分析結果，2.005和12.475是物流標準對物流服務質量影響發生改變的門檻值。當市場集中度低于2.005時，物流標準負向影響物流服務質量。當市場中企業數量較多規模較小時(市場集中度低)，企業就沒有開展標準化的能力與動力。Chiesa和Toletti(2003)[35]指出，即便是實力強的企業，嘗試將自己的技術演變成標準的難度也較大，需聯合實力相近的同行。王姍姍等(2016)[14]認為，產業標準化過程得以順利進行的前提條件是，少數實力較強的企業投入資源進行技術研發、申請專利并形成標準后，通過技術轉讓等活動吸引大量的上下游相關企業加入，形成一條完善的標準產業鏈，最后還需要借助政府的支持確立標準在產業內的地位。因此，當市場內的企業數量眾多、市場份額分散(市場集中度低)時，物流標準的演化過程是難以順利進行的。此時，倘若政府通過行政法規等手段強行推進，那么企業只得疲于應付政府的檢查，減少提供物流服務的人力、物力，導致服務質量下降。隨著市場集中度超過2.005的臨界水平，物流標準有利于物流服務質量的提升，因為有實力的企業具備了實施標準化的技術基礎與管理水平，有通過標準化工作提升物流服務質量的動力，跟隨者中有能力的企業也隨之跟進，從而提升了整個市場的物流服務質量水平。隨著市場集中度的進一步提升，超過第二個門檻值12.475時，物流標準雖然對物流服務質量的影響依然為正，但沒有通過顯著性檢驗。這是因為實施物流標準后，達不到要求的物流企業退出，總體物流服務質量獲得提升，其中少數有實力的物流企業通過技術創新等活動獲取較大的市場份額，形成一定的壟斷勢力后，對標準化渴望度較之前下降。此時，除非出現較大的技術突破，否則標準化工作已然較難提升物流服務質量，即標準化不再是我國物流產業提升服務質量的主要渠道。

進一步考察其他控制變量對物流服務質量的影響。(1)企業層面的人力資本(Hur)和信息化水平(Inf)與物流服務質量之間存在顯著的正向關系，且前者的影響系數大于后者。說明現階段我國物流服務質量與從業人員的素質(技能、服務態度等)以及企業信息化程度密切相關。前者需要物流企業加強員工的培訓，后者要求物流企業進一步做好信息化工作，特別是提高網絡環境下物流服務項目提供的比例，這樣不僅能減少工作人員的數量，更能保證物流服務的穩定性與可靠性，提升消費者主觀感知的服務質量水平。(2)行業層面的FDI強度(Fdi)與物流服務質量呈正向關系，但影響系數不大，表明市場開放后外資物流企業的進入雖然對整體物流服務質量水平有促進作用，但影響的范圍、強度都不高。行業整體道德水平(Mor)雖然與物流服務質量呈正向關系，但未通過顯著性檢驗，作用不明顯。可見，雖然證券交易所會公布上市物流企業違規、違法等不良行為，但作為廣大物流消費者并不一定會關注這些信息，對消費者主觀評價物流服務質量的影響不大。(3)經濟發展水平(Gdp)對物流服務質量具有明顯的影響，這符合物流業作為第一產業、第二產業尤其是制造業發展推動劑的現實情況，經濟活動越活躍的地區物流業也越發達，服務水平也越高。意外的是，與政府和標準化組織關系(Rel)對物流服務質量影響雖然為正，但未通過顯著性檢驗，即上市物流公司參加標準化組織或與政府相關部門建立良好關系并未對物流服務質量產生影響。可能的解釋是：其一，能與政府建立某種關系，一般在行業內具有一定實力與地位，也是標準化工作在同行中開展較好的那些企業；其二，主導我國物流標準化工作的主體仍是政府，上市物流公司也很少有制定標準的能力，基本上不存在同行的標準化競爭行為，因此，與政府或標準化組織建立了良好關系的物流企業，也未必產生有價值的提升效應。

2.服務差異化(Sed)

表2顯示，標準化對物流服務質量的影響存在服務差異化的單門檻。再看表3中列(2)的回歸系數，當上市物流公司的服務差異化程度小于2.328時，標準化對物流服務質量的影響系數為0.101，通過顯著性檢驗。當服務差異化大于2.328后，影響系數就變成了-0.338，也通過了顯著性檢驗。綜合表2和表3，表明當上市物流公司的服務差異化小于2.328時，標準化工作有利于物流服務質量提升，超過了門檻值后再繼續加強標準化工作，對物流服務質量有負向影響，這與前文理論預期完全一致。我國物流企業業務較為單一，且相互模仿致差異化不明顯，此時消費者主觀感受到的物流服務質量并不高，支付高額費用的意愿不強烈。為了獲取更多的市場份額以及較高的利潤率，在保持高標準的現有物流服務項目的同時，企業利用已建立起來的市場聲譽(通過品牌認證、安全認證等標準化工作)，開拓新的物流業務，增加服務的多樣化。當行業內企業的服務多樣化程度超過門檻值2.328后，繼續加強標準化工作反而降低物流服務質量，其原因是：當企業服務多樣化達到一定程度再繼續增加，范圍經濟效應下降甚至失效，以及標準化工作量大大增加，導致投入到服務業務中的資源有限，最終物流服務質量不升反降。

進一步考察其他控制變量對物流服務質量的影響，可以看到：(1)企業層面的人力資本(Hur)和信息化水平(Inf)對物流服務質量的影響最大，影響系數分別達5.017和3.041，且均通過顯著性檢驗。相比較其他控制變量而言，影響程度更高，表明相對于通過技術決定產品質量的有形產品領域，在評價標準更加主觀的服務行業，從業人員的數量和素質不僅決定了服務內容本身的品質，更是通過服務人員與消費者之間的互動影響到了消費者對服務質量的主觀感受，進而影響到質量水平；在信息化程度越來越高的當下，更多的服務內容通過網絡和軟件提供給消費者，因此，上市物流公司的信息化水平直接決定了其服務質量高低。(2)在行業層面的控制變量中，FDI強度(Fdi)對物流服務質量的影響系數為正，但沒有通過顯著性檢驗。可能與我國物流行業外資開放時間較晚、外資進入的強度不大、對國內沖擊不明顯有關。雖然行業道德水平(Mor)與物流服務質量呈正向關系，也通過了顯著性檢驗，但影響系數僅為0.001，影響不明顯。(3)在宏觀環境控制變量中，與市場集中度的分析情況相似，經濟發展水平(Gdp)對物流服務質量有正向影響，且通過了顯著性檢驗。與政府和標準化組織關系(Rel)對物流服務質量有影響，但未通過顯著性檢驗。

3.進入壁壘(Cab)

以進入壁壘強度作為門檻變量時，標準化存在影響物流服務質量的雙重門檻(門檻值分別為24.502和56.035)。表3列(3)顯示，當進入壁壘低于24.502時，加強標準化工作有利于物流服務質量的提升，雖然影響系數不大，但通過顯著性檢驗。當進入壁壘超過第一個門檻值后，標準化對物流服務質量的影響依然顯著為正，且影響水平提高到0.214。表明在進入壁壘較低時，物流企業通過標準化促進了服務質量的提升。可能的原因是，雖然標準化逐步提高了新進入者或潛在進入者的資金門檻和技術門檻，但由于此時門檻較低，多數物流企業尤其是上市物流公司有此承受能力。更為重要的是，我國電子商務快速發展給物流業帶來諸多商機。另外，標準化過程中的技術壁壘會促進企業科研投入，提升服務質量。當進入壁壘強度越過第二個門檻值(56.035)后，標準化對物流服務質量呈負向影響(影響系數為-0.003)，并通過了顯著性檢驗。可能的原因是：已有關于進入壁壘(尤其是技術壁壘)有利于企業提升產品質量的研究，多數側重于高新技術產業領域。不可否認，技術性壁壘有利于高新技術型企業加大技術研發投入，進而提升其產品質量，且此種改善在短期內就能看出明顯效果。但在物流業內，目前我國多數物流企業科技能力并不強，尤其技術性壁壘可能是物流企業是否進行改革跨越的一次生死抉擇。倘若技術革新成功將大大提升其利潤，但多數企業可能受限于自身的規模、成本和科技能力，選擇向其他更低端或落后地區提供已有的物流服務，而非著力于提升服務質量。對于那些依然未退出的物流企業，為了應對標準化所提出的高要求、高條件而投入更多的資源，從而減少對服務內容本身的關注，可能導致物流服務質量下降。因此，短期內標準化有不利于物流服務質量的提升反而使得質量下降的可能。

其他控制變量系數雖然在數值上與市場集中度存在差異性，但其所包含的經濟意義是一樣的。人力資本(Hur)、信息化水平(Inf)、FDI強度(Fdi)和經濟發展水平(Gdp)均對物流服務質量提升具有顯著作用，但行業道德水平(Mor)和與政府和標準化組織關系(Rel)對物流服務質量的影響不明顯。

(二)穩健性檢驗

本文通過以下兩種方法驗證上述結果的穩健性：(1)使用其他參數估計方法，由原先的廣義最小二乘法改為普通最小二乘法再次進行回歸；(2)更換相關變量的替代指標，如將物流服務質量的替代指標由“資產利潤率”替換為“資產凈利潤率”。去掉所有宏觀環境中的控制變量(它們對所有物流企業的影響存在相似性)，留下企業層面和行業層面的控制變量；(3)去掉敏感物流企業數據。考慮到企業經營的連續性與穩定性，剔除了t年與t-1年之間資產利潤率之差大于50%的企業(最后獲得79家物流企業的有效數據)。具體結果如表4、表5和表6所示。

表4 變換參數估計方法的穩健性檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內的數值為對應t統計值。

表5 變換替代指標的穩健性檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內的數值為對應t統計值。

表6 去掉敏感企業數據后的穩健性檢驗

(續上表)

(1)市場集中度(2)服務差異化(3)進入壁壘Mcr1.221?Mcr1.001??Mcr1.111???(5.005)(2.075)(2.006)Sed0.621???Sed0.079??Sed0.189???(2.231)(0.883)(1.035)Cab0.089??Cab0.112??Cab0.126???(0.864)(0.708)(0.683)Hur2.177??Hur4.989??Hur3.148???(5.005)(9.589)(5.228)Inf1.146??Inf2.991??Inf1.147??(3.185)(9.056)(4.086)Fdi0.101???Fdi0.002Fdi0.121???(2.013)(0.598)(1.516)Mor0.012Mor0.001???Mor0.002(1.954)(0.303)(0.104)Gdp0.801?Gdp1.084??Gdp1.211??(1.045)(1.467)(1.507)Rel0.001?Rel0.217Rel0.014(0.895)(2.835)(0.802)Sta(Mcr<2.005)-0.007?Sta(Sed<2.328)0.982???Sta(Cab<24.502)0.001?(0.326)(3.515)(1.589)Sta(2.0052.328)-0.287???Sta(24.50212.475)0.001Sta(Cab>56.035)-0.002?(0.234)(1.326)常數項2.258??常數項6.239???常數項5.008??(5.735)(9.399)(11.63)R20.961R20.973R20.963

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內的數值為對應t統計值。

從表4-表6的回歸結果可以看出，雖然在具體數值上存在差異，但系數方向和顯著性沒有明顯差別，表明前述市場結構在物流標準與物流服務質量之間的門檻效應是穩健的。

(三)貢獻率分析

由表3可知在市場結構變量大于和小于門檻值時物流標準對物流服務質量的彈性系數。但由于彈性系數僅反映解釋變量對被解釋變量的影響是否顯著，卻無法獲知它們對被解釋變量變化的相對貢獻程度。因此，本文借鑒毛其淋和盛斌(2011)[36]的研究思路和計算方法，分別計算在不同市場結構狀態下的物流標準對物流服務質量的貢獻率，結果見表7。

表7 物流標準對物流服務質量的貢獻率分析

可以看到，當市場集中度(Mcr)低于門檻限值2.005時，物流標準對物流服務質量的貢獻率為-1.32%；當市場集中度(Mcr)處于2.005～12.475時，物流標準對物流服務質量的貢獻率高達7.82%；當市場集中度(Mcr)高于門檻限值12.475時，物流標準對物流服務質量的貢獻又下降至1.42%。當進入壁壘(Cab)低于門檻限值24.502時，物流標準對物流服務質量的貢獻率為1.05%；當進入壁壘(Cab)處于24.502～56.035時，物流標準對物流服務質量的貢獻率高達14.56%；當進入壁壘(Cab)高于門檻限值56.035時，物流標準對物流服務質量的貢獻又下降至-2.67%。上述數據表明，在我國物流業還不具備較強競爭力的當下，市場開放不宜過快，適中的市場集中度和進入壁壘有利于提高物流標準對物流服務質量提升的貢獻能力。與以往企業數量眾多以增強市場競爭的市場培育模式不同，互聯網環境下的物流業無需數量眾多的企業加入，少而強是產生規模經濟的基礎。較低的進入壁壘使得多數物流企業沒有物流標準化的能力——技術上達不到實施標準化的條件，也沒有足夠資金開展技術改造、更新，但隨著進入壁壘提高、在位企業數量銳減，可能又會因競爭激烈程度下降而失去通過標準化提升物流服務質量的動力，反而導致物流服務質量下降。

當服務差異化(Sed)低于門檻限值2.328時，物流標準對物流服務質量的貢獻率為6.87%，當服務差異化(Sed)高于門檻限值2.328后，物流標準對物流服務質量的貢獻率快速下降為-18.45%。即企業服務差異化程度較低更有利于提高物流標準促進物流服務質量改善的貢獻率。因此，企業若想通過標準化改善物流服務質量，就應當控制好服務項目及其品牌的數量。

五 主要結論及政策建議

基于上述研究，本文得出如下主要結論：

1.市場集中度在標準化對物流服務質量影響中存在顯著的雙門檻效應。當市場集中度未到達第一個門檻值(2.005)時，物流標準與物流服務質量呈負向關系，當它跨過第一個門檻值但在到達第二個門檻值(12.475)前，標準化工作能提升物流服務質量。當市場集中度跨越第二個門檻值后，物流標準對物流服務質量的影響效果不顯著。

2.服務差異化在標準化對物流服務質量影響中存在單門檻效應。在物流企業服務多樣化程度未到門檻值3.328前，標準化工作對物流服務質量提升有顯著正向影響，此階段標準化有助于物流服務質量整體提升。當越過3.238的門檻值后，標準化對物流服務質量呈負向影響，不利于物流服務質量的改善。

3.進入壁壘在標準化對物流服務質量影響中存在雙重門檻效應。當進入壁壘低于24.502時，加強標準化工作有利于企業物流服務質量的提升，但作用不大。當進入壁壘超過第一個門檻值后，標準化對物流服務質量的影響依然為正，影響系數提高到0.214。當進入壁壘強度越過第二個門檻值(56.035)后，標準化對物流服務質量的影響為負。

4.其他控制變量中，人力資本(Hur)、信息化水平(Inf)、FDI強度(Fdi)和經濟發展水平(Gdp)均對物流服務質量具有正向影響，但行業道德水平(Mor)和與政府及標準化組織關系(Rel)對物流服務質量的影響不明顯。

為了有效地利用標準化促進物流服務質量的提升，本文提出如下建議：(1)政府應當積極引導物流企業采用國際標準或國外先進標準，通過標準化影響物流業的市場結構進而改善物流服務質量。當然，通過理論分析與物流企業實地調查相結合的方法，設計適度的標準化工作強度，將有利于我國物流服務質量提升。(2)物流企業要積極參與標準制定工作，提升企業技術水平。吸收與消化國際標準后，企業應加大技術研發投入，努力將自有專利技術或知識產權納入標準規范中，這樣不僅可以提升物流服務質量，更有利于掌握和利用競爭規則，提高企業競爭力，長此以往，才有可能將我國物流標準推薦到國際標準組織，為進入國際市場鋪好道路。(3)在微觀層面，物流企業需要重視人力資源培訓，以提升從業人員的技術能力和創新精神；加大企業信息化建設，構建良好的人機交互環境，提升物流服務的可靠性和穩定性，并方便消費者使用，重視人機交互對服務質量評價的影響。除此之外，物流企業需要提前做好準備，應對外資大規模進入后的激烈競爭；政府相關宣傳渠道要做好物流企業違法、違規信息的發布工作，讓更多消費者更方便地了解企業道德水平，正確評估服務質量。