现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”研究——来自中国制造业上市公司的经验证据

王 勇，靳光辉

（1.中国石油大学（华东）经济管理学院，山东青岛266580；2.兰州大学管理学院，甘肃兰州730000）

现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”研究
——来自中国制造业上市公司的经验证据

王 勇1，靳光辉2

（1.中国石油大学（华东）经济管理学院，山东青岛266580；2.兰州大学管理学院，甘肃兰州730000）

文章基于融资政策的利益相关者理论，将企业与供应商关系嵌入到现金持有市场竞争效应的研究架构中，采用递归模型检验现金持有发挥市场竞争效应的“供应商关系”中介渠道的存在性。研究发现，现金持有具有显著的市场竞争效应，且部分是通过供应商关系的中介渠道发挥作用，证实了“供应商关系渠道”的存在性，尤其在易耗品生产企业与地区法制环境较差企业中表现得更为显著。该研究发现拓展了现金持有市场竞争效应的作用机理研究，丰富了企业理财行为制约企业经营活动开展的经验证据。

现金持有市场竞争效应；供应商关系；中介效应

一、引言

企业资本市场与产品市场之间的互动属性（正或负影响）与程度已成为公司理财的重要研究领域。学者们较为关注债务融资与企业竞争策略间的互动关系，相比，隶属融资政策的现金持有政策对企业产品市场竞争的影响未能得到重视。近期，现金与负债间的不完全替代性、企业现金持有水平的持续上升以及次贷危机引发的外部融资供给紧缩，使得学者们开始关注企业现金持有的产品市场竞争经济后果［1-7］，即现金持有的产品市场竞争效应——企业现金持有可助于其产品市场竞争战略的有效实施（如掠夺性定价）以及威慑竞争对手，进而提升企业产品市场业绩［8-10］。产业组织理论认为，企业的产品市场业绩是供应商、客户、替代品竞争者、潜在进入者与现有竞争者五种力量共同作用的结果。现有的研究普遍关注现金资源对企业与竞争对手间（包括现有与潜在竞争对手）博弈关系（竞争与合作）的影响，而较少涉及企业现金资源对其与供应商和客户间博弈关系的影响。

现实中，众多制造企业借助其与供应商合作性关系的培育，与关系供应商分享双方资源与能力［11］，以满足客户多样化的需求，强化其产品市场竞争优

势。为此，企业与竞争对手之间的竞争已转化为各自所在产业链间的竞争。同时，资本结构的利益相关者理论认为，企业保守性融资行为可视为一种关系承诺行为，有助于强化企业与关系供应商间的合作关系［12-13］。这便引发本文的研究问题，即企业是否通过保守型的现金持有政策向其供应商进行关系承诺，进而强化其与供应商间关系，最终提升企业产品市场竞争优势与业绩，即供应商关系在现金持有发挥产品市场竞争效应的过程中是否具有显著的中介效应？该问题的回答有助于进一步揭示企业现金持有影响其产品市场竞争的作用机理，对企业培育供应商关系以及合理制定现金持有政策具有重要的实践借鉴意义。

在已有研究的基础上，本文贡献表现为三个方面。首先，基于融资政策的利益相关者理论，将供应商因素纳入现金持有市场竞争效应的研究框架中，理论分析与实证考察供应商关系在现金持有发挥市场竞争效应中的中介效应角色，即“供应商关系”中介渠道的存在性，拓展现金持有市场竞争效应的具体作用机理研究，丰富现金政策与市场竞争策略间互动的实证研究。其次，进一步揭示产品特征与地区法制环境因素对“供应商关系中介渠道”存在性的调节作用。最后，企业的经营活动往往主导企业理财活动，同时，后者反过来也会制约前者。本文证实企业现金持有对其供应商关系的显著影响，丰富了企业理财行为反作用于企业经营活动的经验证据。

二、文献评述与假说提出

（一）文献评述

鉴于企业价格与非价格竞争策略的经济后果往往通过其市场份额的变化加以体现，为此，Fresard（2010）以企业产品市场份额的变化作为其产品市场业绩的计量指标，研究发现企业现金持有对其产品市场业绩具有显著的正向影响，首次实证证实现金持有市场竞争效应的存在性［1］。近期的国内研究中，许多学者研究同样证实中国上市公司现金持有市场竞争效应的存在性［4-6］，并发现现金持有产品市场竞争效应的发挥提升了其资本市场价值效应［7］。

综合已有研究，现金持有发挥产品市场竞争效应的具体路径可概括为“直接渠道”和“竞争对手渠道”。所谓“直接渠道”，即企业充足的现金可为企业研发活动、工厂布局、销售网络建设、并购重组等战略决策提供融资便利，有助于企业掌握投资机会［14-16］，或者企业利用充裕的现金直接采取低价格竞争策略，将现金短缺的竞争对手驱逐出市场，最终实现企业产品市场份额的提升［10］。具体到“竞争对手渠道”，即企业充足的现金可威慑现有竞争对手放弃扩张性的竞争战略，以及现金短缺的潜在竞争者的行业进入，进而确保企业现有的市场份额［9］。刘志远等（2013）研究发现，竞争对手现金持有水平通过抑制企业的投资支出进而负向影响其产品市场业绩，证实了“竞争对手渠道”的存在性［6］。

简言之，现有研究证实了现金持有具有显著的市场竞争效应，就其作用机理研究则较为关注现金资源对企业与其竞争对手间博弈策略的影响，尚未涉及企业现金资源对其与供应商间博弈关系的影响。鉴于供应商关系对于企业获取竞争优势的重要影响，本文尝试将企业与其核心供应商间的关系因素嵌入现金持有市场竞争效应的分析框架中，实证考察“供应商关系”中介渠道的存在性，以进一步丰富现金持有市场竞争效应的作用机理研究。

（二）理论分析与假说提出

1.现金持有影响供应商关系：原因与过程

（1）资本结构的利益相关者理论认为，企业保守性的融资政策可视为其向利益关系方进行关系承诺的一种方式，可降低利益关系方所感知的关系专有资产投资风险，促使利益关系方进行更高水平的关系专有资产投资，帮助企业获得更多的互惠性行为［12-13］。作为最具流动性的资产，现金可立即用于购买产品劳务或偿还赊购债务，向关系供应商传递了企业遵守关系契约能力的信息，因此，企业充裕的现金（保守型融资政策）属于企业的一种关系承诺行为。这种承诺行为有助于降低关系供应商感知的关系风险，引发关系供应商更多的互惠性行为（包括更多的关系专有资产投入、商业信用以及优惠的合同条款等），从而进一步强化双方间的关系［12-13］。

（2）即使供应商投入的关系专有资产较少，企业发生清算给其带来的附加成本较低，供应商也可能不愿强化其与资金实力较弱企业间的关系。这一方面是因为较弱的资金实力可能会影响企业遵守隐形契约中相关条款的积极性，如按期偿付货款。另一方面，当企业间关系较为紧密时，一方往往掌握关系另一方一定的私有战略信息。当企业资金实力较弱时，可能面临生存或被兼并的风险。这时的供应商为防止私有战略信息的泄露，往往不愿强化其与企业间的关系。

（3）企业现金持有具有显著的产品市场竞争效应，可向供应商传递其市场竞争优势和良好市场发展前景的信息，企业未来可能会增加对关系供应商产品的需求数量，从而增强关系供应商对双方关系收益的感知和预期。基于社会交换理论，未来关系收益增加将会促使供应商增加互惠性的行为，进而

来维持和巩固关系。另外，企业基于关系供应商的原材料来组织自身的生产，这需要企业员工掌握一定的关系专有技术，这意味着员工需要投入一定的关系专有资产。这种关系专有资产的投入有助于巩固与强化企业与供应商间的关系。企业充足的现金资源不仅向员工传递了企业的市场前景信息，还可视为企业向员工做出的持续雇佣承诺，鼓励员工进行关系专有资产的投入，进而强化企业与其核心供应商间的关系。综上，本文提出相应的假说1。

H1：企业现金持有水平对供应商关系强度具有显著的正向影响。

2.现金持有影响产品市场业绩的“供应商关系渠道”存在性

管理领域内的研究发现，企业与供应商间关系会对其产品市场业绩产生积极的影响。关系营销理论认为，数量较少、关系强度较高的供应商有助于提升企业的产品市场业绩［17］。资源优势理论（Resource advantage theory）认为，高强度的供应商关系是企业重要的资源或资产，其难以被竞争对手复制，可给企业带来一定的竞争优势。交易成本理论（Transaction cost economics）认为，高强度的供应商关系有助于降低交易成本和外部环境的不确定性，引发关系专有资产的关系租金产出，提升企业的经营业绩［18］。另外，企业以现金持有向供应商做出关系承诺，进而有效地向核心供应商沟通其需求，并引导供应商做出更快更好的响应。随着核心供应商响应程度的提高，企业越有可能根据其客户需求的变化而对原材料采购做出相应的调整，使企业能够更为迅速地抢占市场。相关研究以不同的业绩指标（包括财务指标与非财务指标）作为供应商关系经济后果的替代变量，为供应商关系影响企业产品市场业绩提供了相应的经验证据［19-22］。

综上，便可推演出：企业现金持有会进一步强化供应商关系，进而提升企业的产品市场竞争优势与业绩，即供应商关系在现金持有发挥市场竞争效应的过程中发挥部分“中介渠道”的作用。然而，聚焦于现金持有市场竞争效应的研究表明，现金持有可通过直接渠道（投资、营销网络建立等）和竞争对手渠道（威慑、并购等）作用于企业的产品市场业绩。因此，基于温忠麟等（2004）对中介效应的定义，供应商关系在现金持有发挥市场竞争效应的过程中扮演了部分中介效应的角色［23］。鉴于此，本文提出相应的假说2。

H2：在现金持有发挥市场竞争效应的过程中，部分是通过供应商关系的中介渠道而发生作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2003-2014年共12年的中国制造业上市公司作为实证样本，以首字母C后一位数字作为制造业上市公司所属行业分类和选取依据。为了确保样本数据的准确性和代表性，本文剔除年度行业中观测值少于2个的样本公司以及缺失值样本公司。另外，考虑到其他制造业的C9并不存在明确的产品市场，因此，剔除C9行业的样本公司。最后，本文获得4898个公司年的非平衡面板样本，表1所列了相关样本的具体行业分布。研究过程中的财务数据来自锐思（RESSET）和色诺芬（CCER）金融数据库，实证分析使用STATA 11.0软件进行。

表1 样本行业分布

（二）模型设定与检验程序

基于温忠麟等（2004）提出的中介效应实证检验程序［23］，构建3个递归模型（Recursive model），对现金持有市场竞争效应的“供应商关系”中介渠道进行检验，具体如模型（1）、（2）和（3）所示。

模型中各变量的定义如表2所示，个体与年度效应分别通过ai和ht进行控制，残差项记为eit。鉴于所

有变量都是显变量，可依次对模型（1）至（3）进行回归，以代替路径分析［23］。相应的中介效应检验步骤包括：

第1步，基于模型（1）的多元回归，Cashit-1回归系数λ若显著为正，证实现金持有具有显著的市场竞争效应，进入第2步；反之，直接终止中介效应检验。

第2步，依次进行模型（2）和（3）的多元回归，若模型（2）中Cashit-1回归系数χ显著为正，且模型（3）中Rpsupit-1回归系数χ’显著为正，则证实：“供应商关系”在现金持有发挥产品市场竞争效应的过程中至少发挥部分中介效应的作用，并转入第3步分析。若上述两个回归系数仅一个显著，则转入第4步进行检验。

第3步，依据模型（3）中的Cashit-1回归系数λ’，若其显著为正，则表明Rpsupit-1在Cashit-1影响△lnSaleit过程中发挥了部分中介效应的作用，检验完毕；若λ’不显著，则表明Rpsupit-1发挥了完全中介效应的作用。

第4步，进行Sobel检验。若统计上显著，依然证实“供应商关系”中介效应的存在。

（三）变量设计

（1）企业产品市场业绩指标。借鉴国内外研究设计，其一是经过年度行业调整的销售收入自然对数差额（△lnSaleit）［14］；其二是经过年度行业调整的销售收入增长率（△Salegrowthit）［1，6-7］。本文以前者作为主回归的计量指标，以后者进行稳健性检验。

（2）企业现金持有指标。借鉴现有研究设计，本文采用定义较为宽泛的计量指标，即（货币资金+交易性金融资产）/总资产作为企业现金持有水平的替代变量（Cashit-1）［6］。

（3）供应商关系强度指标。借鉴Kong（2011）、张敏等（2012）、郑军等（2013）和林钟高等（2014）的研究设计［24-27］，考虑数据的可得性，采用上市公司年度采购总额中的前5大供应商累计采购占比作为供应商关系强度的替代变量（Rpsupit-1）。另外，以上市公司年度主营业务成本中前5大供应商累计采购占比作为另一替代变量（Rcsupit-1），进行稳健型测试。

借鉴Fresard（2010）和陆正飞等（2013）的研究设计［1，7］，模型（1）和模型（3）还加入下述控制变量：经营性净现金流入（Fcfit-1）、资产负债率因素（Levit-1和Levit-2）、长期投资水平因素（Investit-1和Investit-2）、营销费用（SEit-1和SEit-2）、总资产收益率（Roait-1）、核心客户依赖程度（Mcusdepit-1）、总资产（lnAssetit-1）、企业产品市场份额业绩（滞后1期、以控制影响企业产品市场业绩的遗漏变量，如库房位置或销售网络调整）。本文以△lnSaleit-1和△Salegrowthit-1变量分别代替△Salegrowthit-1和△lnSaleit-1变量，以避免滞后期被解释变量成为控制变量。控制变量的定义具体如表2所示。

借鉴Kong（2011）和Jennifer Itzkowitz（2013）的研究设计［24，28］，模型（2）还加入下述控制变量：资产负债率（Levit-1）、营销费用（SEit-1）、总资产收益率（Roait-1）、无形资产比例（Intagassit-1）、前期股利支付（Divit-1）、企业已上市时间（lnAgeit-1）、关联交易采购（Interpurit-1）、前期总资产（lnAssetit-1）、前期供应商关系变量（滞后1期和2期），以控制影响供应商关系强度的遗漏变量。为防止控制变量中含有滞后期的被解释变量，本文以滞后1期和2期的Rcsupit-1和Rpsupit-1变量分别代替滞后1期和2期的Rpsupit-1和Rcsupit-1变量。相关控制变量的定义见表2所列。

需要说明的是，本文采用年度行业中位数对上述连续性变量加以调整，以减轻遗漏的不随时间变化的行业特征或企业因素可能导致的伪回归问题，以及在一定程度上控制企业现金持有发挥市场竞争效应的“竞争对手”中介渠道。

表2 主要变量符号、名称与定义

续表2

四、实证结果与分析

（一）描述性统计与分析

表3列示了未经行业调整的核心变量描述性统计结果。结果显示，供应商关系强度Rpsupit的均值为0.360，表明中国企业与其供应商间的关系强度较高。从Rcsupit等核心变量的均值与标准差来看，表明部分连续性变量极端异常值的存在。为此，对连续型变量进行0～1%至99%～100%的Winsorize截尾处理，以控制异常值的影响。另外，采用行业中位数对各个连续型变量进行行业调整（采用行业均值调整时，结果保持稳定）。

表3 核心变量描述性统计

需要说明的是，通过计算主要变量的相关系数显示：企业现金持有水平（Cashit-1）与其产品市场业绩变量（ΔlnSaleit和ΔSalegrowthit）和供应商关系（Rpsupit和Rcsupit）相关系数在1%水平内为正，与假说1和假说2初步一致。企业产品市场业绩变量（ΔlnSaleit和ΔSalegrowthit）和供应商关系（Rpsupit-1和Rcsupit-1）的相关系数至少在5%水平内显著为正。另外，解释变量与控制变量之间的相关系数较低，表明回归方程的多重共线程度相对较轻（限于篇幅未予报告）。

（二）回归检验与结果分析

表4基于上述的中介效应检验程序，列示了假说1和假说2的多元回归检验结果。Panel A是以ΔlnSaleit作为企业产品市场业绩替代变量的回归结果。结果显示，模型（1）中的Cashit-1回归系数1%水平内显著为正，证实企业现金具有显著的产品市场竞争效应；模型（2）中的Cashit-1回归系数显著为正，即企业现金持有对其供应商关系强度具有显著的正向影响，表明企业的保守型现金持有政策有助于巩固和强化其与供应商间的关系，支持假说1；模型（3）中Cashit-1和Rpsupit-1回归系数均在5%水平内显著为正，且Cashit-1回归系数数值和显著性相比模型（1）中的Cashit-1回归系数更小更低，意味着将Rpsupit-1加入模型（1）后，Cashit-1对ΔlnSaleit的解释力下降，再结合模型（2）中Cashit-1回归系数显著为正，综合表明现金持有市场竞争效应的发挥部分是通过“供应商关系”的中介渠道，进而支持假说2。采用ΔSalegrowthit作为产品市场业绩计量指标，相关回归结果如Panel B所示，结果完全一致。

表4 假说1和假设2的多元回归结果

续表4

（三）稳健性检验

（1）稳健性检验一：内生性问题。为了减轻模型中的内生性问题，基于Stata中xtivreg2程序，以Cashit-2和Cashit-3作为Cashit-1的工具变量，运用GMM进行稳健性分析。以ΔlnSaleit作为被解释变量的检验结果见表5所列。

2st阶段结果表明，模型（1）-（3）中的Cashit-1回归系数至少在5%水平内显著为正，模型（3）中的Rpsupit-1回归系数也在1%水平内显著为正，回归结果保持稳定。

表5 稳健性检验一

续表5

（2）稳健性检验二：现金持有水平指标的选择。Fresard（2010）指出，行业内企业现金持有水平的分布状况可能会影响现金持有市场竞争效应的发挥［1］。为此，借鉴陆正飞等（2013）的研究设计［7］，采用Zcashit-1（即行业中位数调整后的企业现金持有水平再除以行业标准差）作为现金持有水平的计量指标，具体回归结果见表6中Panel A所示，回归结果依然支持假说1和假说2。

（3）稳健性检验三：供应商关系强度指标的选择。借鉴国外相关的实证研究设计，以Rcsupit-1作为供应商关系强度的计量指标，带入模型（2）与（3）进行敏感性测试，如表6中Panel B所示。由于模型（2）中的Cashit-1回归系数不显著，需要借助Sobel检验。Sobel检验结果显示，P值分别为11.12%和10.42%，接近10%的显著水平，回归结果基本保持一致。

表6 稳健性检验二、三

五、进一步检验与分析

（一）基于耐用品特征的实证检验与分析

Titman（1984）以及Banerjee et al.（2008）指出，耐用品生产企业相比易耗品生产企业进行了更多的关系专有资产投入［12，29］。考虑到关系专有资产的专有属性，关系专有资产很难挪为他用，这使得其具有较强的关系承诺效力。因此，耐用品生产企业较多现金持有的关系承诺效力较低，使得其采用现金持有方式进行关系承诺的意愿较低。鉴于此，承接上述研究发现，我们预期，相比耐用品生产企业，现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”在易耗品生产企业中应表现得更为显著。

借鉴Banerjee et al.（2008）的研究设计（SIC 3 400至3 990为耐用品行业；SIC 2 000至3 390为易耗品行业）［29］，将隶属电子业（C5）和机械设备仪表业（C7）的企业划分为耐用品生产企业组（Endur），剩余行业的企业划归为易耗品生产企业组（NonEndur），依据递归模型（1）至（3），采用分组的方式加以检验，具体回归结果如表7中Panel A所示。耐用品生产企业组（Endur）中，模型（2）中的Cashit-1回归系数不显著，但模型（3）中的Rpsupit-1回归系数显著。Sobel检验结果显示，P值分别为14.96%，未能支持“供应商关系渠道”的存在性。相比，易耗品生产企业组（Endur）中相关的解释变量均显著为正，支持现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”的存在性，与预期相一致。以ΔSalegrowthit作为被解释变量，回归结果基本一致。

（二）基于地区法制环境的实证检验与分析

郑军等（2013）和Peng et al.（2008）研究发现［27，30］，转型经济环境下，企业关系网络与法律制度间存在着替补效应。同时，以La Porta等为代表的研究表明，较好的法制环境往往与较高的金融发展水平相联系。由此，地区法制环境因素可能会影响到企业现金持有与供应商关系之间的联系。一方面，地区法制环境较差的企业对供应商关系更为依赖；另一方面，较差的地区法制环境导致地区金融发展水平较低，进而加重企业面临的融资约束，这会提升以现金持有方式进行关系承诺的效力。因此，我们预期，现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”在地区法制环境较差的企业中表现得更为显著。

借鉴已有的研究设计［27］，以樊纲等（2011）“市场中介组织的发育和法律制度环境指数”作为地区法制环境好坏程度的计量指标［31］。依据各省市相关的年度指数排序，将研究样本按照年度中位数划分为地区环境较好组（Glegal）与地区法制环境较差组（Blegal），基于递归模型（1）-（3）进行分组检验，回归结果如表7中Panel B所示。回归结果与预期相一致，证实了现金持有市场竞争效应的“供应商关系渠道”在地区法制环境较差的企业中表现得更为显著。以ΔSalegrowthit作为被解释变量，回归结果依然一致。

P a n e l A基于产品特征模型（1）E n d u r模型（1）0 . 1 2 9 * ( 1 . 6 9 )模型（2）0 . 0 5 6 ( 1 . 2 7 )模型（2）0 . 1 4 5 * * * ( 3 . 3 2 ) 0 . 1 3 4 7 2 0 6 5 0 . 5 8 3 7 2 0 6 5模型（3）0 . 1 1 1 ( 1 . 4 6 ) 0 . 1 3 9 * ( 1 . 8 7 ) 0 . 1 3 7 8 2 0 6 5 0 . 1 4 3 9 2 8 3 3（2）N o n E n d u r模型（1）0 . 1 6 5 * * ( 2 . 3 1 ) 0 . 6 5 2 1 2 8 3 3模型（3）0 . 1 6 2 * * ( 2 . 2 8 ) 0 . 0 7 8 * ( 1 . 6 8 ) 0 . 1 4 5 2 2 8 3 3 C a s hit-1R p s u pit-1a d j . R2样本量模型（3）0 . 1 3 4 * ( 1 . 6 6 ) 0 . 0 8 6 * ( 1 . 7 6 ) 0 . 1 7 1 0 1 3 1 2 C a s hit-1R p s u pit-1a d j . R2样本量0 . 1 6 9 * * ( 2 . 3 9 ) 0 . 0 8 0 ( 1 . 0 4 ) 0 . 1 6 7 * * ( 2 . 3 3 ) 0 . 0 6 9 ( 1 . 4 5 ) 0 . 1 3 2 6 3 5 8 6 0 . 1 3 6 * ( 1 . 6 9 ) 0 . 0 7 0 * ( 1 . 9 0 ) 0 . 1 3 1 3 3 5 8 6 0 . 5 6 0 8 3 5 8 6 0 . 1 6 2 7 1 3 1 2 0 . 6 4 2 0 1 3 1 2 P a n e l B基于地区法制环境模型（2）B l e g a l （1）G l e g a l模型（1）模型（2）模型（3）模型（1）模型（2）

六、结论

基于供应链竞争的现实环境与融资决策的利益相关者理论，文章尝试将企业与供应商关系嵌入到现金资源与产品市场竞争的互动关系中，理论分析与实证考察现金持有发挥市场竞争效应的“供应商关系”中介渠道的存在性。研究发现：①企业保守型的现金持有政策有助于降低供应商对关系风险的感知，同时还增加供应商对双方关系收益前景的感知，引发供应商更多的互惠性行为，进一步强化了企业与供应商间的关系；②在控制直接渠道和竞争对手渠道之后，现金持有还可以通过巩固和强化企业与供应商间的关系，间接影响企业的产品市场业绩；③产品的耐用性特征与地区法制环境因素会影响到企业现金持有方式进行关系承诺的效力，进而使得“供应商关系渠道”在易耗品生产企业与地区法制环境较差企业中表现得更为显著。综上表明，“供应商关系”在现金持有发挥产品市场竞争效应的过程中起到了部分“中介效应”的作用。

该研究发现基于现金持有政策的视角，进一步证实了企业融资行为的外溢效应，即现金持有不仅影响企业与竞争对手横向上的竞争关系，而且还作用于企业与上游供应商纵向上的合作关系，进而提升企业的产品市场竞争优势。该发现有助于管理者更为充分认识现金持有的经济后果及其作用机理。其实践借鉴意义在于：首先，管理者可以通过增加现金持有的保守型融资政策向企业利益相关者——关系供应商传递信息和进行关系承诺，以引发关系供

应商的互惠行为，巩固双方企业间关系，提升企业的产品市场竞争优势；其次，由于关系专有资产的承诺效力较保守型现金持有政策更强，因此，关系专有资产投入较多的耐用品企业利用现金持有政策影响其供应商关系的效力有限，而关系专有资产投入较少的易耗品企业则可有效利用现金持有政策对其供应商关系施加影响；再次，中国制度环境下，法制化进程较慢地区的企业更为依赖非正式制度的供应商关系，外部较低的金融发展水平使得其现金持有政策的关系承诺效力更强，因此，其可以通过现金持有政策强化其与供应商间关系，进而来提升产品市场竞争优势。

管理学研究领域中，企业间关系紧密程度往往表现为多个维度，包括关系的持久性、互动频率以及互动强度等。本文的计量指标仅仅反映关系的互动强度，尚不能准确刻画企业与其供应商关系紧密程度，这是本文研究的局限所在。

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［责任编辑：张兵］

A Study on“Supplier Relationship Channel”of Cash Holdings Market Competitive Effect—Empirical Evidence from Chinese Listed Corporations in Manufacturing Industry

WANG Yong1，JIN Guang-hui2
（1.School of Economics and Management，China University of Petroleum，Qingdao 266580，China；2.Management School，Lanzhou University，Lanzhou 730000，China）

Based on the stakeholder theory of financing decision-making，the relationship between corporation and its key suppliers was introduced into the analytical framework of cash holdings market competitive effect and recursive model was used to empirically examine the supplier relationship channel of cash holdings market competitive effect.It was found that corporate cash holdings had a positive influence on product market performance partially by corporate supplier relationship and verified the existence of intermediary effect of“supplier relationship”，which was more significant to corporations in the regions of low legalization process and non-endurable corporations.Above findings developed research about the mechanism of cash holdings competitive effect and enriched the empirical study about the influence of corporate financial behavior on its business activities. Keywords:cash holdings market competitive effect；supplier relationship；intermediary effect

F274；F275

A

1007-5097（2016）09-0134-09

2015-10-22

国家自然科学基金青年项目（71402066）；中央高校基本科研业务费专项资金项目（15CX04026B）

王勇（1979-），男，安徽滁州人，讲师，会计学博士，财务成本管理研究中心研究员，研究方向：资本市场与理财；靳光辉（1980-），女，河北邢台人，讲师，会计学博士，研究方向：资本市场与财务会计。

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.09.020