联盟组合中资源多样性的“双刃剑”效应——以产品市场势力为中介

胡新华

(西南政法大学商学院，重庆 401120)

一、引 言

竞争环境的变化使得单个企业面临资源有限的约束愈加突出，借助组织间网络获得并整合市场竞争所需互补性资源成为战略关键，企业业绩驱动因素也逐渐由单个企业之间的竞争向企业网络之间的竞争转变[1]。在此背景下，战略联盟成为企业所仰赖的企业间网络关系中最为常见和重要的一种，众多企业则进一步寻求构建联盟组合，即同时建立并维持多个联盟，意图从不同合作伙伴处获取多样、有价值的资源，提高自身资源储量，并提升企业赚取关系租金的能力[2]。而联盟组合中不同联盟之间的交互作用将会改变每个联盟对焦点企业的独自影响，进而形成一种整体效应[3]中。相应地，有关联盟的研究也走出对单一联盟的聚焦，将联盟组合作为分析单元[4]。

多样性是联盟组合研究中的核心主题，关注联盟组合中联盟类型、数量的差异程度对企业竞争及发展的影响[5]。学者们从不同视角运用不同方法探索了两个相互竞争的方向，即多样性的战略联盟可为企业带来丰富异质的资源、知识和创意，提升企业收入水平[6]。而联盟越多样，不同联盟之间的差异越大，企业面临的联盟管理和协调成本也将越高[7]。但现有研究主要着眼于联盟组合多样性与企业绩效之间的直接关系，对于联盟组合多样性的作用机制，即通过何种通道最终对绩效产生正面或负面影响，尚缺乏深入探讨[8]。而只有深挖联盟组合多样性对绩效的作用机制，才能找到联盟组合多样性具体发挥影响的落脚点，从而更好地引导联盟组合多样性发挥作用，最终实现绩效提升。

针对经理人的调研发现，获取产品市场势力是企业组建战略联盟排名前三的动机之一[9]。产品市场势力主要反映在企业能够要求更高溢价，对下游客户拥有更强议价能力。资源依赖视角的研究认为，企业可通过建立战略联盟稳定资源流动，增强产品市场势力[10]，尤其是中小企业，通过与声誉卓著的企业建立联盟关系，可提升自身声誉，进而促进其在网络关系中的话语权[11]。如重庆一家处于创业期的地产信息平台企业，通过与知名地产商、房屋中介机构建立联盟，在获得关键客户数据资源的同时，也通过知名联盟伙伴的背书显著提升市场认可度，进而不断提升价值创造能力和品牌影响力，在进一步开拓市场时，获得了更高议价空间。那些处于竞争激烈市场中的企业，则可通过战略联盟获得重要的互补性技术或知识，形成差异化优势以超越竞争对手，并降低客户议价能力，进而提高企业绩效。因此，产品市场势力在联盟组合多样性与企业绩效之间有可能扮演中介作用。尽管在理论上具有这种潜在作用机制，但现有文献尚未进行实证探究，这正是本研究的起因。

现有研究中联盟组合多样性存在多种测量维度，如资源多样性、功能多样性与治理多样性[6]。相较功能多样性突出联盟组合中不同联盟类型上的不同，以及治理多样性突出联盟关系属性的差异，资源多样性强调组合中不同资源间的相互支撑或冲突。由于资源获取是联盟建立的主要动机，资源组合则是经由联盟组合所构造的关键结构，其最能彰显制约联盟组合绩效的交互关联性本质。因此，研究聚焦于联盟组合的资源多样性维度，探索联盟组合影响绩效的特征，考察产品市场势力能否解释联盟组合多样性与企业绩效之间的影响机制。以中国创业板278家上市公司的面板数据进行实证检验，结果发现，联盟组合资源多样性对产品市场势力的影响呈倒U型态势，这种关系通过产品市场势力对企业绩效的显著正向作用，进一步影响企业绩效。研究期望从理论视角弥补联盟组合多样性与企业绩效之间影响机制的研究，以更好地解释二者之间直接关系形成的深层次逻辑，同时提供一个优化战略联盟实践的视角，即以获得更高市场绩效为目标，适度提升联盟组合中的资源多样性，并引导和协调多样性资源用于提升企业的产品市场议价能力，以充分挖掘联盟组合资源多样性的价值。

二、理论与假设

(一)联盟组合资源多样性与企业绩效

基于资源基础理论的研究指出，企业建立联盟的关键动因是从联盟伙伴处获得互补性资源，学习新的知识和技能[12]。联盟组合资源多样性反映不同联盟伙伴所提供资源和知识的差异，多样性的提升让企业有机会接触更广泛的资源和知识，并有更大可能获得独特资源、专有性技能和经验[13]，且创造新知识组合、开展互补性整合、知识间相互溢出和促进的潜力也更大，从而更可能进行创新以利于绩效提升[14]。因此，联盟组合资源多样性具有创造价值的潜力，大量研究也证实了其对于企业绩效的正面影响[15]。如研究发现，瑞士钟表行业自上世纪90年代逐渐走出低谷实现复兴，就得益于通过广泛的联盟整合媒体、影视、展览、时尚、旅游甚至建筑和室内设计等多领域、多样化的资源和知识，重塑钟表的美学、文化和情感价值[16]。

然而，联盟组合资源多样性的提升并不总是带来价值同步提升。从知识吸收角度看，多样性意味着企业接触与其自身知识基础距离更远、更复杂的知识，辨别、消化和应用这些新知识的难度也相应增加，这将显著提升企业吸收多样性外部知识的难度[17]，企业需投入更多成本建设吸收能力[18]。而由于企业惯性及“非我所创综合症”(Not-invented here syndrome)的影响，经理人面临的知识越陌生，价值评价越难，越倾向于排斥而非整合[19]，导致联盟组合中的多样化资源难以被企业所用。且资源多样性提升带来更多参与互动的要素[20]，使得不同联盟间的信息、知识更难匹配和协同。这将降低企业整合并利用外部知识的效率，从而导致资源多样性的边际收益递减，而边际成本递增[21]。由此得出以下假设：

假设1：联盟组合的资源多样性与企业绩效呈倒U型关系，即随着联盟资源多样性的不断提升，其对企业绩效的影响为先促进后阻滞。

(二)产品市场势力的中介作用

企业在产品层面的市场势力在联盟组合资源多样性与企业绩效关系中起中介作用，即建立“联盟组合-市场势力-企业绩效”的关系机制。产品市场势力是企业影响其产品市场表现的一种能力，通常表征为企业能够从客户手中以更高价格获取超额收益，同时不显著降低客户需求。这意味着企业对其产品具有更高定价权，这种价格优势赋予企业在掌控客户甚至市场方面的话语权。当企业利用具有资源多样性的联盟组合连接并调用外部多样化资源时，这些游离在组织边界之外的资源要想成为支撑企业绩效提升的资源基础，需将其投入于产品开发以提升企业的产品市场势力。由此，利用联盟组合的多样性资源，驱动产品市场势力的获取以提升企业绩效，能够很好地解释“联盟组合-绩效”的关系。

产品市场势力在“联盟组合-绩效”中的中介作用，首先表现在联盟组合资源多样性与产品市场势力间的倒U型曲线关系上。一方面，联盟组合资源多样性的提高有助于增强企业产品市场势力。从资源基础理论看，组建资源多样化的联盟组合有利于企业接触到不同类型的资源，从非冗余的资源、信息和知识中寻求更多有关产品、服务、流程创新及市场、运营等方面的优化机会[22]。将这些非冗余资源和异质化知识投入于产品开发与价值创造过程中，有助于塑造企业的产品内涵与技术实力，形成真正让下游客户认同的专家权力[23]。进一步，在获取多样化资源的同时，经由连接多样化联盟伙伴，赋予企业连接高地位伙伴的机会，加之大规模、多样化的联盟组合也增强了企业在驾驭高质量联盟组合方面的声誉。基于此，得益于联盟组合的资源与声誉功能，资源多样性的联盟组合使得企业具有充裕、高质量的资源投入于产品开发，有助于增强企业在产品上的议价力，进而提升产品市场势力。

另一方面，联盟组合资源多样性过高，会抑制企业的产品市场势力。从由资源基础理论延伸出的资源编排理论来看，联盟组合中过度的资源多样性意味着企业管理者需要在差异化较高的资源间进行结构化(structuring)、组合化(bundling)和杠杆化(leveraging)行动[24]，以创造有利于企业产品市场势力提升的资源组合。结构化是指建构多种资源构成资源组合的过程，组合化是在建构资源组合基础上实现不同资源间的交互作用以创造能力组合，而效用化则是指通过调用和协调组合中的不同资源与能力，实现资源价值。从结构化来看，联盟组合中较高的资源多样性因资源间过大的差异提高了不同资源之间构造匹配结构的难度。例如，能够利用先进技术的人力资源会与技术资源形成匹配，但不相关的营销资源、供应资源、政治资源等就不容易形成匹配的组合，即资源间的差异致使难以提高在产品开发与市场势力上匹配的资源投入。从组合化来看，建立在异质、多样但却缺乏匹配与互补特征的资源结构基础上，所构造的能力组合促进产品市场势力的作用也会减弱，这主要源于经由非匹配资源所获取的新能力可能形成与既有能力的冲突，减损能力组合的内在互补性。从杠杆化来看，其中蕴含的跨资源主体调用与协调很难在过度多样的资源组合中实现，因而降低了企业产品开发的资源投入数量属性，使其难以转变为企业的产品市场势力。

此外，产品市场势力会对企业绩效产生积极的影响。其理论依据在于产品市场势力反应了企业基于定价优势所形成的市场影响力：一方面，这种影响力造就了企业产品较高的认知合法性，提升了企业与产品的声望，并借此形成对包括客户在内的利益相关者的吸引[25]；另一方面，这种影响力还有助于弱化市场上竞争对手的攻击，巩固企业的市场地位，形成企业相对于对手的竞争优势[26]。因此，产品市场势力经由合法性形成的客户资源以及经由竞争防御形成的相对优势塑造了企业较高的绩效表现。正如麦肯锡的研究所发现的，假设成交量保持稳定，如果存在产品市场势力，价格上涨1%将产生8%的营业利润增长，这一影响比材料和直接劳动力等可变成本下降1%的影响大近50%，比产量增长1%的影响大3倍以上[27]。咨询机构Simon-Kucher and Partners(2017)的调查也显示，拥有高产品市场势力(定价权)企业的平均利润率比没有定价权的企业高出25～33%[28]。

综上，联盟组合资源多样性会提升企业产品市场势力，促进企业绩效提高，但当资源多样性过高时，则会减弱产品市场势力，导致企业绩效降低。由此得出以下假设：

假设2：联盟组合资源多样性与产品市场势力呈现倒U型关系，并通过产品市场势力的中介作用影响企业绩效。

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

本研究数据主要来自作者所在团队受国家自然科学基金重点项目“新创企业商业模式形成与成长路径”和面上项目“创业企业联盟组合的构成、治理与异变过程研究”的联合资助而自主建立的“创业板上市公司年报和战略联盟数据库”。该数据库借鉴国外成熟的Securities Data Corporation(SDC)并购与联盟数据库建设方式，追踪中国创业板上市公司自上市以来的联盟和并购公告信息，将之提取并编码，形成矩阵结构化的定量数据库。

该数据库的编码工作由1名管理学教授、2名副教授组成编码指导团队，他们负责确定编码的变量及开发相应的问题项、设立编码的标准、培训编码员以及组织分配编码任务和协调资源需要等事项。具体的编码工作由12名企业管理专业硕士生作为编码员共同完成。编码过程中采用试编码、背对背编码、逻辑性检验、一次性检验、极端值检验等方式，以确保数据的信度与效度。编码团队共完成448家中国创业板上市公司公开发布的3354份年度报告和5389份联盟公告的文本编码工作，样本时间范围为2009年10月30日至2017年6月20日，构成面板数据结构。

本研究所涉及自变量联盟组合资源多样性及控制变量联盟组合规模数据均来自上述编码数据库。中介变量产品市场势力及其他控制变量依据CSMAR(国泰安)相关数据计算。因创业板上市公司每年都有新建联盟行为，因此以每年年底企业所构建的联盟组合为样本点，对该年企业所构建联盟进行累积，得到联盟组合数据的分年样本。样本中剔除了金融保险类企业，因为这类企业的负债和资本结构较为特殊；剔除了样本时间段内没有联盟公告的企业；为减少单个公司对行业层面变量估计的影响，遵循通行做法[29]，剔除了少于五家公司的小行业与数据不全或严重缺失的行业及其中的企业；剔除了在此期间发生了买壳卖壳交易和退市的企业，以确保信息连续性；由于模型中存在滞后变量，因此剔除了仅有1年数据的企业。最终选取了在2010～2016年间构建了联盟组合的278家样本企业，其中时间跨度在3年以上的样本企业数接近90%。这278家企业经联盟组合多样性计算后，共计1580个观测值，构成非均衡面板数据。

(二)变量测量

1.因变量

本研究采用总资产收益率(Return on Total Assets，ROA)来测量企业绩效，相比于净资产收益率(ROE),该指标不受企业负责人有关资本结构决策的影响，且被认为是衡量企业是否有效管理资源的关键指标[30]。

2.自变量

对于联盟组合资源多样性的测量，不同于现有文献主要采用联盟伙伴的行业多样性、国别多样性、伙伴类型多样性等作为替代变量，我们通过分析企业联盟公报中披露的信息，对联盟伙伴为焦点企业所提供的具体资源类型进行编码，以具体的资源类别来测量联盟组合资源多样性，体现出不同资源之间的差异和互补性。通过借鉴Das和Teng(1998)[31]对企业从联盟中可能获得资源进行的分类，并参考Rothaermel和Deeds(2006)[32]的研究，同时考虑到转型经济背景下与政府连接的重要性(Okhmatovskiy，2010)[33]，将联盟伙伴为焦点企业提供的资源分为物质资源、管理资源、技术资源、市场资源、政治资源和其他六类(1)物质资源包括联盟方提供的资金、厂房、设备、原材料、零部件、可供代理的产品等；管理资源包括联盟方提供的关于生产经营的经验、培训、指导等；技术资源包括联盟方提供的各种技术援助，如专利、技术咨询、图纸等；市场资源包括联盟方的地域资源、市场网点、销售渠道等；政治资源指联盟方与政府的关系，如能够协调政府文件审批等。。在编码和采集数据基础上，以BLAU指数计算联盟组合资源多样化程度，计算公式为：

D=1-∑Pi2

(1)

其中D为多样化程度，Pi指联盟方为企业提供的各类资源中第i类资源所占比重。此变量范围从0(完全同质)到1(完全异质，在所有类别中均匀分布)。遵循现有文献做法[34]，即战略联盟对企业绩效的影响具有滞后效应，在模型中采用相对于绩效提前一期(t-1)的联盟组合资源多样性数据。

3.中介变量

测量产品市场势力以财务研究中被广泛采用的经行业调整的勒纳指数[35]，其公式是：

(2)

其中LI为勒纳指数，P为企业所提供产品/服务的价格，MC为企业所提供产品/服务的边际成本。勒纳指数的取值范围为从0到1，并和产品市场势力呈现出单一对应关系。

由于企业的边际成本数据难以获得，因此本研究假设平均可变成本等于边际成本[36]，采用营业利润率作为一个替代指标来表示勒纳指数。用年度营业收入表示企业年销售额，则勒纳指数计算公式为：

(3)

由于受市场力量之外其他原因的影响，不同行业的利润率可能在结构上有所不同[37]，遵循近年文献的通行做法[38]，将单个企业的勒纳指数进行行业调整，即用单个上市公司的勒纳指数减去同行业内所有上市公司以销售额加权的勒纳指数平均值，得到经行业调整的勒纳指数，从而能够更好地捕捉行业内产品市场势力的差异，计算公式为：

(4)

式中MPi,j,t表示第t年度j行业中企业i经行业调整的产品市场势力，LIi,j,t表示式(3)中计算出的企业i的勒纳指数，ωi,j,t表示企业i的销售额占其所处行业第t年度所有上市公司销售额的百分比，n为企业i所处行业中的企业总数。

进行行业划分时，依据的是中国证监会《上市公司行业分类指引》(2012版)，由于制造业中样本企业的数量远超其他行业，为分布均匀，参照周夏飞和周强龙(2014)[38]将制造业保留到二级代码，制造业以外的行业保留一级代码。最终所有样本企业被划分到29个行业(其中细分到二级代码的制造行业18个，一级代码行业11个)。

4.控制变量

本研究控制了联盟组合规模、研发投入、企业规模、企业寿命、上年业绩、企业市场份额、营业收入增长率等变量，同时控制了时间和行业效应。

借鉴Jiang等(2010)[6]用联盟组合中联盟伙伴的数量衡量联盟组合规模的做法，且采用t-1的数据。以企业研发支出占营业收入的比重测量研发投入，同样考虑到研发投入影响的滞后性，也采用t-1的数据。企业寿命以企业从成立年度到数据年度之间年数的自然对数测量，企业规模以企业总资产(单位为百万元人民币)的自然对数测量，营业收入增长率采用焦点企业当年相比上年营业收入的增长率。过往的盈利能力基础也是影响当前绩效的重要因素，因此，将t-1年的净资产收益率(ROE)作为控制变量。市场份额的测量采用焦点企业年营业收入除以其所在行业所有上市企业该年营业收入之和。

四、实证结果分析

(一)描述性统计与相关性分析

从变量描述性统计结果可以看出，样本企业的绩效(ROA)分布相对均匀，控制变量净资产收益率(ROE)所衡量的企业绩效也体现出类似特点。不同企业的联盟组合资源多样性、产品市场势力均呈现显著差异。样本企业的平均市场份额约为0.4%，也反映了以中小企业为主体的样本特征。相关性分析结果显示，所有变量均和企业绩效(ROA)在0.01水平上呈显著相关。解释变量联盟组合资源多样性和被解释变量企业绩效、中介变量产品市场势力均为负相关，产品市场势力和绩效呈正相关关系。为避免变量之间存在多重共线性，通过方差膨胀因子(VIF)分析发现，所有变量的方差膨胀因子中最高值为2.32，平均数为1.66，因此不存在严重的多重共线性，满足模型要求。

表1 变量描述性统计与相关性分析

(二)回归结果分析

首先对模型进行豪斯曼检验，结果在1%的水平上显著，说明固定效应模型优于随机效应模型，因此选择固定效应模型来验证假设。然后运用学术界广泛采用的因果逐步回归检验方法[39]来检验产品市场势力在联盟组合资源多样性与企业绩效之间是否扮演中介角色。检验结果见表2。

模型1和模型4分别为因变量和中介变量仅对控制变量进行的回归。模型2和模型5中加入了联盟组合资源多样性的一次项，模型3和模型6进一步加入了联盟组合资源多样性的二次项。模型3以中介变量产品市场势力对自变量进行回归。结果显示，联盟组合资源多样性的一次项系数为正(p<0.1)，二次项系数为负(p<0.05)，表明联盟组合资源多样性与产品市场势力呈倒U型关系。模型6显示了因变量企业绩效对自变量的回归结果，联盟组合资源多样性的一次项系数显著为正，二次项的系数显著为负，表明联盟组合资源多样性对企业绩效同样具有倒U型影响，假设1得到支持。

模型7为因变量同时对自变量和中介变量进行回归，结果显示，产品市场势力与企业绩效呈显著正向关系(p<0.01)，而联盟组合资源多样性一次项和二次项与企业绩效之间的关系均不再显著。结合假设1检验过程中因变量对自变量的回归结果，依据温忠麟和叶宝娟(2014)[40]可以推断，联盟组合资源多样性与产品市场势力之间的倒U型关系将经由产品市场势力的中介作用影响企业绩效。而且通过对比发现，在加入产品市场势力后，模型7的拟合度显著优于模型6，因而假设2获得支持。

表2 统计检验结果

(三)中介效应稳健性检验

这里采用替换被解释变量的方式进行稳健性检验。以投入资产回报率(ROIC，反映企业的价值创造能力)代替总资产回报率(ROA)作为企业绩效的测量指标代入模型，进行面板数据回归，结果见表3。

表3 稳健性检验结果

表中模型(3)显示，将绩效测量调整为ROIC之后，联盟组合资源多样性与企业绩效仍然呈现显著倒U型关系。模型(4)将ROIC同时对联盟组合资源多样性的一次项、二次项和产品市场势力进行回归，产品市场势力与ROIC之间呈显著正向关系，而联盟组合资源多样性与ROIC之间虽仍保持倒U型关系，但不再显著。结合表2模型3中自变量和中介变量倒U型关系显著的结果，再次验证了联盟组合资源多样性对产品市场势力的倒U型影响关系，且通过产品市场势力的中介作用影响企业绩效。

为增强可信度，进一步采用Bootstrap方法对中介效应做稳健性检验。以企业绩效ROA为因变量，产品市场势力为中介变量，联盟组合资源多样性的平方项为解释变量，Bootstrap(1000)中介效应回归结果显示，间接效应在p<0.05水平上显著，置信区间为(-0.010，-0.001)，而直接效应不显著，且置信区间包含0值。同样验证了产品市场势力在联盟组合资源多样性与企业绩效之间扮演完全中介角色，表明研究结果具有较强的稳健性。

五、讨论与结论

统计检验结果显示，在联盟组合资源多样性对绩效的影响中存在一个最优点，在此之前二者为正向关系，而之后联盟组合资源多样性的增长将对绩效带来负面冲击。这与现有研究的结论具有一致性。如De Leeuw等(2014)[41]以荷兰创新型企业为样本的研究发现，联盟组合的伙伴类型多样性对企业的生产率、激进式创新的影响为倒U型。使用联盟伙伴为企业贡献的具体资源类别测量实质的联盟组合资源多样性与使用联盟伙伴特征(如行业、伙伴类型、国别等)的多样性作为替代变量的研究[7]得到的结论并不完全一致，但本研究更能体现资源本身的多样性对企业绩效的影响，而不是联盟伙伴特征的差异所造成的影响。本研究也对从资源基础理论阐释联盟组合的益处进行了扩展，表明企业从联盟组合中获得资源的多样性具有一个阈值(最优点)，而非多样性越高越好。

中介效应检验发现，在联盟组合资源多样性对企业绩效的倒U型影响中，产品市场势力发挥着中介作用。因产品市场势力表示企业将价格维持在边际成本之上的能力，对于竞争性行业中的企业来说(本研究的样本企业绝大多数属于此类)，主要支撑力量依赖于产品/服务的差异化或为顾客提供高于竞争对手的价值。从统计检验结果判断，联盟组合资源多样性并不总能有助于企业提升产品或服务的差异化水平，或帮助企业为顾客创造更大价值。这和已有研究中提及的从外部获取技术和信息多样性与企业的创新绩效之间形成倒U型关系[42]形成呼应。

本研究对现有文献补充了联盟组合多样性影响机制方面的探索。现有文献尽管对联盟组合多样性与企业绩效之间的关系做了多维度的探讨，但只回答了“是什么”的问题，而没有探究“怎么样”的问题。尽管多个研究提出，提升产品市场势力是企业构建联盟的关键动因之一[43]，但实证上并未有相关研究证实产品市场势力在联盟组合多样性与企业绩效之间是否具有中介作用。本研究则发现，联盟组合资源多样性通过对企业的产品市场势力形成倒U型影响，进而作用于企业的绩效，从而为现有文献有关联盟组合多样性与企业绩效之间的关系补充了作用机制方面的探索。

本研究对企业实践得出了有益启示：一方面，企业应积极通过增加联盟组合的资源多样性来提升企业绩效，但需注意的是，企业联盟组合资源多样性的提升需与其资源整合吸收能力相匹配，否则也将无益于绩效提升；另一方面，企业应着眼产品市场势力，重点通过联盟组合的声誉和资源供给功能构造匹配的资源组合，着力提升产品/服务的差异化价值，增强转换成本和顾客依赖。例如，通过联盟组合的构建加强企业创新、提高顾客的品牌认知(合法性)等，以此提升企业面向顾客的议价能力，从而获取更多市场溢价。

本研究也存在一定局限性，突出体现在数据缺乏全面性上。由于研究所采用的联盟数据来源于企业公告，但这可能并未反映企业构建联盟组合的全貌，即有些联盟并未公告，或公告的联盟并未实际实施。未来将每年动态更新数据库，补充最新企业数据，并从更广泛的渠道获取企业联盟资料，为进一步研究提供更为丰富的数据。