關聯方交易影響企業技術創新產出嗎

【摘要】關聯方交易作為企業與關聯方之間特有的交易方式， 對企業技術創新產出的影響值得深入研究。基于2008 ～ 2021年我國滬深A股上市公司數據， 從企業與客戶和供應商等重要供應鏈合作伙伴的關聯方交易入手， 理論分析關聯方交易對企業實質性創新和策略性創新等技術創新產出的影響， 并實證考察具體傳導機制。研究發現： 企業與客戶的關聯方交易和實質性創新具有顯著正相關關系， 且融資約束抑制實質性創新； 企業與供應商的關聯方交易和策略性創新呈較顯著的倒U型關系， 且企業市場地位發揮調節作用； 企業與客戶的關聯方交易借助現金增加促進實質性創新， 而與供應商的關聯方交易則通過經營風險影響策略性創新。進一步研究發現， 關聯方交易是否進行產品交易以及企業與客戶和供應商的關系對技術創新產出影響存在差異， 當企業與客戶或供應商間存在公允關聯方交易、 關聯方交易以產品交易為主、 企業與客戶或供應商受同一方控制以及關聯方交易為決策有用型時， 關聯方交易與技術創新產出之間的關系更顯著。

【關鍵詞】實質性創新；策略性創新；關聯方交易；客戶；供應商

【中圖分類號】F273 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）23-0053-8

【作者單位】河南大學商學院， 河南開封 475004。 繆思維為通訊作者

“十四五”規劃明確提出了堅持創新驅動發展以及全面塑造發展新優勢的基本理念， 而企業作為技術創新的主要推動者和實踐者在其中發揮著不可替代的作用。企業增加技術創新產出主要依靠加強內部研發和充分利用外部知識等多種途徑， 而作為企業供應鏈合作伙伴的客戶和供應商， 不僅是企業開展經營活動時各種外部資源的主要提供者， 也是企業進行技術創新時獲取信息的重要渠道及外在推動力。伴隨著企業與客戶和供應商的交易日趨頻繁， 尤其是當客戶和供應商成為企業關聯方時， 企業與客戶和供應商的關聯方交易對其技術創新產出的影響不容小覷。

一、 文獻綜述

（一） 關聯方交易的經濟后果

關聯方交易作為企業與其關聯方間特有的一種交易形式， 明顯有別于企業其他正常交易活動。“隧道挖掘”是關聯方交易產生的典型負面影響（陳小運和陳娟，2023）。持股比例較高的關聯方與企業的關聯方交易會損害企業價值， 關聯方交易水平越高， 盈余管理程度越大， 管理層權力越大， 越容易誘發企業違規行為， 加劇企業經營風險（魏志華等，2017a；黃世忠和葉欽華，2024）。控股股東可以利用關聯方交易侵占中小股東利益， 與其他資產相比， 現金仍然是大股東利用關聯方交易進行企業“資源”轉移的標的之一（郭春，2023）。但是， 獨立董事能夠制約企業利用關聯方交易進行盈余管理的行為， 大數據技術應用也可以合理規范關聯方交易， 進而突顯關聯方交易可降低交易成本、 提高運營效率、 優化資源配置的優勢（Hoe和Lu，2020）。

（二） 技術創新產出的影響因素

影響企業技術創新產出的因素較為繁雜， 主要包括董事會成員多樣性、 股權結構等內部公司治理因素， 以及稅收法規、 產業政策等外部政策環境因素（劉振和黃丹華，2021）。黎文靖和鄭曼妮（2016）將技術創新產出劃分為實質性創新和策略性創新。在此基礎上， 胡江峰等（2020）研究發現， 環境規制有利于推動企業的實質性創新和策略性創新。孫玥璠等（2021）研究發現， 在專業化和相關業務多元化等經營模式下， 高管團隊斷裂帶對企業實質性創新有顯著的正向作用。張杰等（2022）研究表明， 以國有和集體性質企業、 獨立法人和私人所有性質企業為主的本土企業設立研發機構的行為， 表現出顯著的策略性創新行為決策動機。基于供應鏈關系管理層面， 學者們主要從客戶集中度及客戶特征等方面分析其對企業技術創新產出的影響。客戶集中度與客戶波動性均會負向影響企業技術創新產出， 而地區可持續發展水平能夠顯著緩解客戶集中度對企業技術創新產出的負面影響（趙爽等，2022）。客戶關系管理影響企業技術創新產出的具體路徑表現為： 較高的客戶集中度使得企業升級產品的成本增加， 由此對企業技術創新產出產生負向影響（Raman和Shahrur，2008）。綜上可知， 目前研究側重于分析客戶總體及個性化特征與企業技術創新產出之間的關系， 但缺乏針對客戶和供應商為企業關聯方情境下的探析。

（三） 研究述評

現有研究更多聚焦于關聯方交易對企業價值和經營風險等所產生的不利影響， 缺乏對技術創新產出的影響分析。針對影響企業技術創新產出因素的分析也大多集中于企業內部治理和外部供應鏈層面的客戶特征分析， 而針對與供應鏈合作伙伴的關聯方交易的分析較為匱乏。

當客戶和供應商成為企業的關聯方時， 隨著關聯方交易的增加， 企業融資約束得到緩解， 與客戶和供應商信息共享程度也隨之提高， 企業可以充分利用客戶和供應商所共享的資源開展資金需求大的技術創新活動， 從而發揮知識溢出等正面“激勵”效應。但是， 伴隨著企業與客戶和供應商關聯方交易的增加， 企業運營風險逐漸下降， 從而削弱了企業利用技術創新促進自身發展的動力， 進而產生擠出技術創新等抑制效應。鑒于此， 本文擬從客戶和供應商成為企業關聯方的供應鏈關系管理視角， 探究企業與客戶和供應商等關聯方的交易影響企業技術創新產出的差異， 以及產生差異的內在機理。

二、 理論分析與研究假設

（一） 關聯方交易與企業技術創新產出的關系

客戶作為企業價值的創造者及市場信息的主要提供者， 在企業與供應鏈重要合作伙伴構成的價值網絡中， 對企業技術創新產出起到重要支撐作用。當客戶成為企業關聯方時， 企業與客戶的關聯方交易增加， 有利于企業開展實質性創新， 提升其核心競爭力。主要原因在于： 一是依據資源依賴理論， 企業為達到生存的目標， 需要與外部環境相互依存， 而企業與客戶的關聯方交易增加無疑將提升企業生存能力， 降低企業交易風險， 進而促進高風險、 高收益的實質性創新。二是隨著企業與客戶的關聯方交易增多， 彼此間信息共享水平進一步提高， 信息不對稱得到有效緩解， 企業的套牢風險和交易成本進一步降低。企業不僅能及時獲取客戶的技術創新知識， 也能更為深入地了解市場動向信息， 實時、 準確地把握市場對于技術創新的認可度， 從而促進企業實質性創新。三是企業與客戶的關聯方交易增加使得企業可以利用商業信用等方式占用客戶資源， 并通過融資管理提升其債務融資能力（周晨等，2020）。在此背景下， 企業的外部融資需求減少， 融資約束得到有效緩解， 擁有足夠的資金開展技術創新活動， 從而推動實質性創新（張世曉，2024）。

當企業與供應商的關聯方交易較少時， 企業與上游供應商的信息共享程度提高、 融資約束水平降低等因素能有效促進企業策略性創新。但是， 伴隨著企業與供應商的關聯方交易進一步增加， 將抑制企業以獲取政府補助以及稅收減免等途徑開展的策略性創新（應千偉和何思怡，2022）。主要原因在于： 一是依據不完全契約理論， 隨著企業策略性創新水平不斷提升以及由此獲得的資源不斷增加， 企業將逐步在市場中占據契約簽訂的有利地位， 具有重新選擇供應商的權利， 并將對現有供應商提出更高的供貨要求。而現有供應商要滿足企業對于產品的高要求， 需要投入大量人力、 物力開展技術創新活動。而技術創新的高投入及收益不確定等風險， 將對供應商管理、 生產、 財務等產生重大不確定性影響， 故其將反對企業開展策略性創新活動。二是當企業與供應商的關聯方交易較多時， 企業可以依靠與大供應商的關聯方交易獲得相關收益（魏志華等，2017b）， 從而失去利用策略性創新獲得資源的動力， 進而產生負向激勵效用。綜上所述， 本文提出如下兩個假設：

H1： 在其他條件不變的情況下， 企業與客戶的關聯方交易和實質性創新呈顯著的正相關關系。

H2： 在其他條件不變的情況下， 企業與供應商的關聯方交易和策略性創新呈顯著的倒U型關系。

（二） 融資約束在企業與客戶的關聯方交易和實質性創新之間發揮調節作用

如前所述， 企業與客戶的關聯方交易和實質性創新呈正相關關系， 但融資約束將抑制其實質性創新。Hall和Lerner（2020）研究發現， 融資約束是抑制企業實質性創新的重要因素。主要原因在于： 一是融資約束造成企業融資難度增加， 體現為企業較難獲取所需資金或融資成本增加。隨著企業融資約束的加劇， 企業與客戶的關聯方交易所獲得的現金流多用于緩解融資約束， 缺乏足夠的資金投入金額大、 收益不確定性高的實質性創新活動， 從而影響企業實質性創新。二是客戶是企業重要的戰略性資源， 企業不僅可以利用與客戶的關聯方交易開展內部資本市場的融資活動， 也可以充分利用與客戶的關聯方交易開展盈余管理活動（郭春，2023）。在此背景下， 如果企業仍然面臨融資約束問題， 企業應將經營重心調整為如何有效保障其正常經營， 而不是開展風險較高的實質性創新活動。基于此， 本文提出以下假設：

H3： 在其他條件不變的情況下， 融資約束抑制企業與客戶關聯方交易對實質性創新的正向影響。

（三） 市場地位在企業與供應商的關聯方交易和策略性創新之間發揮調節作用

如前所述， 企業與供應商的關聯方交易和策略性創新呈倒U型關系， 而市場地位在企業與供應商的關聯方交易和策略性創新之間發揮負向調節作用。主要原因在于： 一是當關聯方交易較少時， 企業市場地位提高， 可以輕易榨取供應商利益， 缺乏開展策略性創新活動的動力， 從而導致策略性創新活動的減少； 二是當關聯方交易較多時， 供應商對企業經營活動影響較大， 伴隨著企業市場地位的提升， 企業可以從多個供應商中選擇滿足自身需求的供應商， 提升自身經營業績， 從而將更多資源投入策略性創新活動， 促進策略性創新產出增加。基于此， 本文提出以下假設：

H4： 在其他條件不變的情況下， 企業市場地位調節企業與供應商關聯方交易對企業策略性創新的影響。

三、 研究設計

（一） 數據來源及樣本選擇

本文選取2008 ～ 2021年我國滬深A股非金融類上市公司作為初始研究樣本。基于數據質量及可獲得性考慮， 對樣本進行了如下篩選： 剔除財務數據異常的ST、

?ST的公司及金融類公司； 剔除數據缺失的樣本公司； 對主要連續變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理， 以消除極端值的影響。最終獲得2496個公司的11954個混合橫截面樣本數據。技術創新產出、 財務指標等相關數據分別來源于CNRDS數據庫、 CSMAR數據庫、 WIND數據庫、 CCER數據庫以及國家專利局網站， 并與上市公司的年報披露數據進行核對。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量。被解釋變量為企業實質性創新及策略性創新等技術創新產出， 采用黎文靖和鄭曼妮（2016）的度量方法， 以發明專利申請數來衡量實質性創新， 以實用新型專利申請數和外觀專利申請數之和衡量策略性創新。鑒于專利申請數為大于零的非負整數， 本文采用泊松回歸模型進行穩健性檢驗。

2. 解釋變量。解釋變量為客戶關聯方交易和供應商關聯方交易。為避免系數過小， 將客戶關聯方交易和供應商關聯方交易均采用除以十億的值表示， 其不影響顯著性水平。

3. 控制變量。本文借鑒已有學者的模型， 在模型中加入反映企業盈利能力、 發展前景、 商業信用、 信息質量、 規模及產權等情況的指標作為控制變量。同時加入年份虛擬變量Year、 行業虛擬變量Industry用于控制年份及行業的固定效應， 進一步強化關聯方交易與企業技術創新產出之間的關系。

此外， 在異質性檢驗中， 真實盈余管理主要借鑒Roychowdhury（2006）的研究方法， 從銷售操控、 生產操控和費用操控三方面度量。在調節作用檢驗中， 調節變量（融資約束、市場地位）以及中介變量（現金、經營風險）的定義分別在調節作用分析及機制檢驗部分列示。

具體變量定義如表1所示。

（三） 模型構建

為了檢驗客戶關聯方交易和供應商關聯方交易與企業技術創新產出之間的關系， 構建如下回歸模型：

SPatenti，t=β0+β1CRelaTrani，t+β2Controlsi，t+

β3Industry+β4Yeari，t+εi，t （1）

SPatenti，t=β0+β1SRelaTrani，t+β2SRelaTran2i，t+

β3Controlsi，t+β4Industry+β5Yeari，t+εi，t （2）

CPatenti，t=β0+β1CRelaTrani，t+β2Controlsi，t+

β3Industry+β4Yeari，t+εi，t （3）

CPatenti，t=β0+β1SRelaTrani，t+β2SRelaTran2i，t+

β3Controlsi，t+β4Industry+β5Yeari，t+εi，t （4）

在上述模型中， 下標i表示公司， t表示年度， Controls表示控制變量， εi，t為隨機誤差項。另外， 解釋變量和被解釋變量定義及說明見表1。

在本文的研究樣本中， 主要變量的描述性統計結果如表2所示。企業實質性創新和策略性創新的最大值分別為9029和11196， 最小值均為1， 標準差分別為301.869和24.572， 表明整體差異較大， 對此問題存在研究的必要性。客戶關聯方交易和供應商關聯方交易的平均值分別為2.806和2.429， 標準差分別為12.897和19.468， 說明我國非金融類企業在這兩個變量上存在較大差異， 研究此問題具有一定的現實意義。

四、 實證分析

（一） 企業與客戶和供應商的關聯方交易對當期技術創新產出的影響

由表3第（1）列CRelaTran的系數0.876（P<0.05）可以看出， 客戶關聯方交易和企業實質性創新之間呈現較為顯著的正相關關系。由表3第（4）列的SRelaTran系數2.512（P<0.05）及SRelaTran2系數-0.002（P<0.05）的顯著性水平可以發現， 供應商關聯方交易和企業策略性創新之間存在倒U型關系， 采用Utest檢驗也進一步證實了兩者之間存在較顯著的倒U型關系。由此表明， 隨著企業與供應商的關聯方交易增加， 策略性創新也呈現較為顯著的先升后降趨勢。

由表3第（2）和第（3）列可以發現， 供應商關聯方交易和實質性創新之間關系不顯著， 客戶關聯方交易和策略性創新之間關系也不顯著。

綜上所述， 客戶關聯方交易和實質性創新之間存在顯著的正相關關系， 與策略性創新無關， 即客戶關聯方交易越多， 實質性創新水平越高。而供應商關聯方交易與實質性創新無關， 與策略性創新存在顯著的倒U型關系， 即隨著供應商關聯方交易的增加， 策略性創新呈現先上升后下降的趨勢， 從而驗證了H1和H2。

對上述模型進行懷特檢驗， 其P值等于0， 證實存在異方差。為消除異方差及序列相關的影響， 本文模型均采用Robust檢驗， 同時對混合橫截面數據進行Hausman檢驗， 結果表明適用固定效應模型進行檢驗。上述模型的VIF值均小于10， 表明不存在多重共線性問題。

（二） 融資約束在企業與客戶的關聯方交易和實質性創新之間的調節作用

借鑒 Kaplan和Zingales（1997）的方法計算 KZ指數衡量融資約束（KZ）。KZ指數值越大， 表明上市公司面臨的融資約束越大。

由表4的第（1）列可以看出， KZ×CRelaTran的系數為-1.001（P<0.01）， 表明融資約束在客戶關聯方交易和實質性創新之間發揮顯著負向調節作用， 即伴隨著企業與客戶關聯方交易的增加， 融資約束會逐漸抑制企業實質性創新。H3得到驗證。

（三） 市場地位在企業與供應商的關聯方交易和策略性創新之間的調節作用

本文借鑒Peress（2010）以及陳志斌和王詩雨（2015）的方法， 采用“（主營業務收入-營業成本-銷售費用-管理費用）/主營業務收入”來衡量企業的市場地位（MP）。該指標在一定程度上反映了企業的利潤率， 指標值越大， 表明企業在行業內的定價能力與市場勢力越強， 從而占據的市場地位越高。

由表4的第（2）列可以看出， MP×SRelaTran的系數為-5.394（P<0.1）以及MP×SRelaTran2的系數為0.001（P<0.1）， 表明企業的市場地位在企業與供應商的關聯方交易和策略性創新之間發揮調節作用。也就是說， 隨著企業與供應商關聯方交易的增加， 企業的市場地位會影響其策略性創新。H4得到驗證。

（四） 穩健性檢驗

1. 變更被解釋變量的衡量方法。依據已有學者的做法， 采用專利申請數加1取自然對數替換原有的專利申請數， 用于衡量技術創新產出。回歸結果如表5第（1）和（6）列所示， 結論沒有發生變化。

2. 變更估計模型。由于表示技術創新產出的專利申請數量均為非負整數， 故采用泊松回歸模型進行穩健性檢驗。回歸結果如表5第（2）和（7）列所示， 結論依然沒有發生變化。

3. 自助樣本選擇。為減少樣本選擇偏誤， 采用bootstrap自助法對樣本進行估計。具體而言， 在原始樣本中進行多次重復抽樣得到自助樣本進行估計， 以達到校正偏差、 提高檢驗效力的目的。本文對原始樣本進行1000次自助抽樣檢驗， 回歸結果如表5第（3）和（8）列所示， 結論與上述分析完全一致。

4. 雙重聚類回歸。為進一步消除異方差的影響， 本文采用雙重聚類法， 在公司和時間兩個層面進行聚類， 以檢驗關聯方交易與企業技術創新產出之間的關系。回歸結果如表5第（4）和（9）列所示， 結論仍然穩健。

5. 同時加入企業與客戶和供應商的關聯方交易變量。在模型中同時加入企業與客戶和供應商的關聯方交易等解釋變量， 解決由于遺漏變量而產生的內生性問題， 進一步增強結論可靠性。回歸結果如表5第（5）和（10）列所示， 結論依然沒有變化。

6. 配對檢驗。為避免由于樣本自選擇而產生內生性問題， 分別按照客戶和供應商的關聯方交易中位數將樣本分為兩組， 其中大于中位數的作為控制組（Treat=1）， 小于中位數的作為對照組（Treat=0）， 采用傾向得分匹配法對樣本進行1∶1配對選擇， 然后進行回歸分析。回歸結果表明， 客戶關聯方交易和實質性創新仍然呈顯著正相關關系， 系數為0.825（p<0.05）， 供應商關聯方交易和策略性創新仍呈倒U型關系， 系數分別為2.533（p<0.05）和-0.002（p<0.05）， 結論未發生變化。

7. 互為因果關系檢驗。企業技術創新產出的變動將促使企業選擇不同的客戶和供應商， 從而影響企業與客戶和供應商的關聯方交易， 由此可知關聯方交易與企業技術創新產出之間可能存在反向因果關系。在控制相關變量后， 滯后一期的企業技術創新產出與關聯方交易的P值均大于0.37， 證實兩者之間不存在反向因果關系， 避免了由于企業技術創新產出和關聯方交易互為因果關系而導致的內生性問題。

限于篇幅， 配對檢驗及互為因果關系檢驗結果未予列示， 留存備索。

五、 進一步分析

（一） 作用機制檢驗

依據投資效率理論， 對于新興的市場經濟國家， 由于從外部獲取資源的成本增加， 企業只能更多地依靠與客戶的關聯方交易降低經營成本， 進而保證企業有充足的資金投入投資大、 風險高的實質性創新活動， 最終導致實質性創新產出增加。客戶作為企業現金流的主要提供者， 企業與客戶關聯方交易的增加有利于企業現金流入的增加。而現金流入的增加無疑將緩解企業資金壓力， 進一步促進實質性創新， 故現金在客戶關聯方交易和實質性創新之間發揮重要的中介作用。如表6第（2）列所示， 客戶關聯方交易和現金（Cash）呈較顯著的正相關關系。由表6第（3）列可以看出， 現金與企業實質性創新也呈顯著的正相關關系。且與表6第（1）列的顯著性水平比較可以發現， 加入現金變量后， 客戶關聯方交易和實質性創新之間的顯著性水平明顯降低。由此表明， 現金在客戶關聯方交易和實質性創新之間發揮部分中介作用。

已有文獻多采用Altman（2005）的ZSCORE來表示企業經營風險， ZSCORE數值越大表示企業經營風險越小， 本文采用針對新興市場的ZSCORE方法衡量企業經營風險。穩定的供應商關系可以有效降低企業缺貨等引發的經營風險， 企業與供應商關聯方交易的增加可強化企業與供應商關系， 有效降低企業經營風險。因此， 當供應商關聯方交易低于拐點值時， 供應商關聯方交易與ZSCORE正相關。而當供應商關聯方交易高于拐點值時， 隨著供應商關聯方交易進一步增加， 其與ZSCORE負相關。主要原因在于： 過多依靠關聯方交易， 會造成企業參與市場競爭的能力不足， 弱化企業行業競爭力， 降低企業的資產配置效率， 從而加劇企業經營風險。同時， 隨著經營風險的降低， 企業可以無后顧之憂地將更多資源投入策略性創新活動， 故ZSCORE與CPatent呈正相關關系。同理， 由表6第（5）列可以看到， 供應商關聯方交易和經營風險呈較顯著的倒U型關系。由表6第（6）列可以發現， 經營風險與策略性創新正相關， 且與表6第（4）列的顯著度相比較， 加入經營風險變量后， 供應商關聯方交易和策略性創新之間回歸系數的顯著度略微降低， 這說明經營風險在供應商關聯方交易與策略性創新之間也發揮部分中介作用。

（二） 異質性檢驗

1. 關聯方交易是否公允。借鑒邵毅平和虞鳳鳳（2012）的方法， 將關聯方交易按是否小于真實盈余管理（REM）絕對值的中位數區分其公允性， 小于中位數為公允交易， 大于中位數則為非公允交易。由表7可以看出， 無論是與客戶還是供應商的關聯方交易， 公允交易均與企業技術創新產出顯著相關， 而非公允交易則不然。公允交易應是企業與客戶和供應商之間進行交易的基礎， 也是雙方進行關聯方交易的依據。由此說明， 公允交易有利于企業開展技術創新活動， 而非公允交易的目的在于企業借助關聯方交易達到盈余管理或其他目的。這會對客戶和供應商的利益造成損害， 其根本目的并不在于利用關聯方交易獲得收益， 也不在于開展促進企業競爭力提升或獲取資源的技術創新活動， 從而不利于企業技術創新產出增加。

2. 關聯方交易是否進行產品交易。企業與客戶和供應商之間的關聯方交易主要包括以商品為主的產品交易和非產品交易（諸如擔保、租賃、贈予等）。按照企業與客戶和供應商之間是否進行產品交易劃分為兩組。由表8可以發現， 進行產品交易的企業與客戶和供應商的關聯方交易， 均與技術創新產出正相關， 而進行非產品交易的則不相關。產品交易是關聯方交易的本質和核心內容， 企業也主要是通過以產品為主的關聯方交易來獲取利潤以及提高企業價值等。因此， 企業與客戶和供應商之間以產品為主的關聯方交易， 有助于企業獲取開展技術創新活動所必需的現金， 對提升企業價值的技術創新產出存在顯著影響。此外， 當企業與客戶和供應商之間的交易不是以產品為主的交易活動時， 就存在利用非產品交易達到自身特殊目的的可能， 從而不能對提升企業競爭力的技術創新產出產生根本性影響。

3. 關聯方交易企業是否屬于同一控制。按照關聯方交易企業間的關系， 依據企業與客戶或供應商是否隸屬于同一方控制將樣本分為同一控制組和非同一控制組。由表9可以發現， 在同一控制組中客戶關聯方交易、 供應商關聯方交易均與技術創新產出之間呈顯著相關關系， 而非同一控制組則不然。可能的原因是： 屬于同一控制的企業由于受相同方控制， 彼此間交易更多體現控制方的意志， 力圖通過增加技術創新產出來促進集團整體實力的提升， 故將從多方面鼓勵企業大力開展技術創新活動； 在交易過程中信息共享較為充分， 信息不對稱程度降低， 故雙方能完全參與到彼此的技術創新活動中， 從而促進技術創新產出增加。而在非同一控制企業中： 若交易雙方處于相對平等地位， 彼此間協調和溝通存在一定障礙， 則會抑制企業技術創新； 若不平等， 則一方可以借助自身實力對另一方實施控制， 并借此滿足自身利益最大化的訴求， 故也缺乏技術創新的動力。

4. 關聯方交易類型。依據陳小林和林昕（2011）的研究， 按照關聯方交易的類型， 將凈資產收益率在0 ～ 1%以及6% ～ 7%之間的定義為機會主義型關聯方交易， 不在上述范圍的定義為決策有用型關聯方交易， 由此將樣本分為兩組。由表10可以發現， 在決策有用型組中， 客戶關聯方交易、 供應商關聯方交易均與技術創新產出顯著正相關， 而機會主義型組則不然。可能的原因是： 當關聯方交易為決策有用型時， 會更多地向投資者傳遞與企業價值有關的信息， 有助于投資者做出正確決策， 從而為企業開展收益較高的技術創新活動提供資金支持， 進而有利于企業技術創新產出增加。而機會主義型關聯方交易是企業為謀求私利而開展的交易活動， 其根本目的是獲取短期利益， 不能為周期較長的技術創新活動提供有力的支持， 從而不利于企業技術創新產出增加。

六、 結論與啟示

（一） 研究結論

企業是技術創新的主要參與者， 其技術創新是推動我國經濟高質量發展的根本動力。隨著企業間競爭方式由單個企業之間的競爭轉變為以核心企業為主的供應鏈競爭， 在客戶和供應商成為企業關聯方的背景下， 深入研究企業與客戶和供應商的關聯方交易對其技術創新產出的影響， 具有重要的理論及現實意義。鑒于此， 本文從下游客戶及上游供應商等企業重要的供應鏈合作伙伴入手， 分析企業與客戶和供應商的關聯方交易對其技術創新產出的影響。研究發現： 企業與客戶的關聯方交易有助于促進實質性創新， 而與供應商的關聯方交易則與策略性創新呈現先升后降的倒U型關系； 融資約束在客戶關聯方交易和實質性創新之間發揮抑制作用， 而市場地位在供應商關聯方交易和策略性創新之間起到調節作用。進一步研究發現， 客戶關聯方交易有助于增加企業現金流入， 進而影響其實質性創新， 經營風險在供應商關聯方交易和策略性創新之間發揮中介作用。在進行一系列穩健性檢驗后， 關聯方交易對企業技術創新產出的影響依然沒有發生變化。此外， 本文還發現， 關聯方交易是否進行產品交易以及企業與客戶和供應商的關系對技術創新產出影響存在差異， 當企業與客戶或供應商之間存在公允關聯方交易、 關聯方交易以產品交易為主、 企業與客戶或供應商受同一方控制以及關聯方交易為決策有用

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（責任編輯·校對： 李小艷 黃艷晶）

型時， 關聯方交易與企業技術創新產出之間的關系更顯著。

（二） 管理啟示

依據上述研究結論， 本文針對企業提出如下三點管理啟示：

1. 企業應積極推進基于供應鏈層面的技術創新。在我國實施技術創新驅動的發展戰略中， 穩步推進基于供應鏈層面的技術創新既是國家《關于積極推進供應鏈創新與應用的指導意見》的重要內容， 也是完善供應鏈層面創新機制的基石。企業應抓住這一有利時機， 大力開展基于供應鏈層面， 尤其是與客戶和供應商等重要供應鏈合作伙伴的關聯方交易的技術創新活動， 不斷從客戶和供應商層面汲取必要的技術創新知識， 持續提升自身技術創新能力。

2. 企業應合理增加與客戶的關聯方交易， 適當減少與供應商的關聯方交易， 避免對技術創新活動產生消極影響。企業應進一步拓寬融資渠道， 充分利用客戶提供的商業信用來緩解融資約束， 從而為實質性創新活動提供必要的資金支持。企業應進一步鞏固市場地位， 努力提升自身在行業及市場中的影響力， 以避免過多依靠策略性創新來獲取外部資源支持。

3. 企業應充分關注與客戶和供應商的關聯方交易內容。企業與客戶和供應商的關聯方交易應保持公允性， 公允性應成為雙方交易的基礎。非公允交易容易對另一方利益造成侵占， 從而不利于技術創新產出增加。企業在與客戶和供應商的關聯方交易中， 應大力推進彼此間的產品交易， 重點關注原材料購買環節以及最終產品銷售環節， 減少其他諸如擔保、 投資等非產品交易活動。產品交易應逐步成為企業與供應鏈合作伙伴交易的主要內容， 從而為企業技術創新提供較好的外部交易環境。企業與客戶或供應商應盡可能成為同一控制下的關聯方， 這樣更有助于企業實現資源整合及規模效益， 也有利于企業與客戶和供應商之間的交流及信息共享， 為企業增加技術創新產出提供必要的外部環境支持。企業與客戶和供應商之間應盡可能開展決策有用型關聯方交易， 為投資者提供更多的增量信息， 從而獲得開展技術創新活動必要的外部支持。

【 主 要 參 考 文 獻 】