营销策略对中小企业品牌成长之影响——基于企业家的视角

卢思亮

（泰国格乐大学，泰国曼谷10220）

一、引言

资源基础理论认为，企业作为资源的集合体而存在，需要把目标集中在战略要素和市场资源的特点上，才能获得竞争优势。然而，当前研究主要集中于对企业内部的无形资源或有形资源提出假设。但是随着经济发展，顾客需求也越来越复杂，企业仅依靠内部资源几乎无法满足现代创新的要求，还必须在把握顾客需求信息、竞争对手反应及行业发展动态的基础上，从外部获取异质性创新。[1]而营销策略作为一项针对一定目标市场采取一系列可测量可控制手段，旨在提高资源获取及厂商声誉为目的活动，对企业资源整合和创造、品牌提升和信息传递都有着至关重要的影响。

虽然当前“营销策略－中小企业品牌”相关研究，多从产品创新和市场需求方面进行分析，证明二者之间呈正相关。例如，Kehinde 和Laura（2019）研究发现，营销能力对识别市场中的潜在需求和确定创新方向均有显著的正向影响。[2]但是，当前从企业决策者视角分析较少。企业家一词延伸自法语“Entrepreneur”，作为“冒险事业的经营者和组织者”，其依据客观事实的主观决策，对营销策略开展有着深远影响。正如Bao（2018）的研究发现，变革型领导和员工主动性在营销能力与产品创新之间起正向调节作用。[3]

所以，中小企业营销决策与品牌成长关系之间，企业家是否起到调节作用尚缺乏论证。如何明晰企业家因素对营销决策和品牌成长的影响，本文将从企业家政治关联和企业家价值观视角出发，探讨其在影响决策与品牌之间的作用关系。

综上所述，本文将以2021 年中国深圳证券交易所中小板民营企业上市公司为样本，基于资源基础理论和竞争行为理论，从企业家视角出发，主要探讨以下三个问题：一是营销策略与中小企业创新之间的关系。二是引入政治关联因素与企业家精神作为调节变量，研究各自对主效应的调节作用。三是利用三项交互方法，分析不同组合对主效应的共同调节作用。

二、理论分析与研究假设

（一）营销决策与品牌成长

营销策略（Marketing Strategy）是指企业可以根据客户的客观需求，获取客户需求、购买力以及企业期望等信息，从而有组织地开展有针对性的营销活动。同时，霍春辉与庞铭（2022）的研究发现，品牌认知度可以作为一种“营销投资”，其“回报”体现在消费者的购买行为和用户行为上。[4]相似的结论，还有Eisingerich 和Rubera（2012）通过实证研究发现，消费者对品牌的需求具备主观性，消费者往往希望品牌能够为他们的需求提供新颖并实际的解决方案。[5]可见，营销策略是与品牌之间牢牢绑定的。又由于营销能够吸引和整合企业内部资源，提升企业综合竞争力，[6]因此又可以对中小企业品牌成长起到促进作用。

第一，若经营者能够发出有效的营销策略，则可以扩大销路、吸引投资、提高产品竞争力。一方面，中小企业的内外资源具备有限性，所以需要经营者拥有较强的决策能力，能够对环境变化作出积极反应，以优化资源配置。[7]另外在实证研究方面，Yeung 和Ramasamy（2012）研究认为，通过营销手段，塑造高声誉品牌，可以反作用于影响消费者的购买决策，同时强势的品牌又能够很大程度提振投资者信心。[8]所以要通过这一关系，在决策方面积极探索品牌成长路径，并有针对性地改进营销手段，从而获得更多内外资源，实现市场竞争优势。

第二，针对一些已经具备一定品牌优势和拥有较强营销能力的中小企业，应当进行正确资源配置，从技术创新角度实现突破。根据韩慧林（2022）研究发现，通过资源引导实现技术创新，对营销活动能够产生显著影响，但是影响程度受到企业品牌定位调节。[9]另外也有研究发现，营销决策具备一定构建力，能在指定方向的同时，维持竞争优势，加快完成对资源的整合，从而达到战略目标。[10]所以，就企业家层面而言，需要在拥有营销决策、且具备品牌优势的情况下，迅速整合内外资源，并以此保证企业现有的市场份额。

综上所述，本文提出以下假设：

H1.营销策略与中小企业品牌成长呈显著的正相关关系。

（二）企业家政治关联的调节作用

政治关联反映企业与各级政府官员，以及各类职能及行业管理机构官员建立的非正式社会网络。[11]一方面，中小企业在很多方面难以与大企业享受“同等待遇”，而刘圻和杨德伟（2012）发现，企业家具备政治关联，能够为中小企业提供更多的发展机遇，对企业的技术创新产生正向影响。[12]虽然当前许多研究认为政治关联是企业的组织资源，但是根据李巍和杨霄飞（2016）的研究发现，政治资源需要通过企业家或企业管理者的个体关系得以存在。[13]

具体来说，若企业家具备较为广泛的政治关联性，对于中小企业有着两点重要影响：其一，企业家政治关联为企业提供了更多发展机遇，正如苏屹、林周周、陈凤研、雷家骕（2019）研究的发现，企业家政治关联有助于获取重要的产业和市场发展信报，同时强化了组织文化和结构因素，在驱动营销能力构建方面具有积极作用。[14]其二，政治关联为企业技术创新带来正面影响：技术创新可以为中小企业带来超额利润，超额利润又可以增加企业主对营销行为的资源投入意愿，进一步明确创新方向，为品牌成长带来新的机遇。

综上所述，本文提出以下假设：

H2.企业家政治关联正向调节营销策略与中小企业品牌成长之间的关系。

（三）企业家精神的调节作用

企业家精神作为企业经济发展的核心动力之一，由管理学者Miller（1983）首次提出。陈宁（2014）研究发现，企业家精神受内在风险感知、进取性和战略创新要素影响，对企业主进行营销策略布置时有积极作用，且对营销绩效产生作用。[15]简单来说，企业家作为一种战略导向，一种内生的经济增长因素，是品牌成长的重要动力。正如王新平和周彩霞（2022）通过链式中介模型发现，企业家精神在作用于企业整体的同时，也对企业的知识产权能力，以及技术创新能力提升有着显著的促进作用。[16]

结合上文，不难发现高水平的企业家精神有助于调动企业家的主观能动性，以及以市场和技术为导向，对中小企业的营销策略有着积极作用。同时，颜玮（2013）的研究发现，激发企业家精神，可以有效激励市场参与者的主动性，也可以推动企业资源的合理配置。[17]由此可知，企业家精神可能是影响品牌“营销策略－中小企业”的重要变量。

综上所述，本文提出以下假设：

H3.企业家精神正向调节营销策略与中小企业品牌成长之间的关系。

（四）营销策略、企业家政治关联、企业家精神的三项交互作用

正如上文所述，无论是企业家政治关联还是企业家精神，都是无法脱离企业家个体关系而独立存在的。同时，较为广泛的政治关联可以对企业技术创新带来正向影响和驱动营销能力建构，而高水平的企业家精神则可以在推动企业资源合理配置的同时成为品牌成长的重要动力。因此，为进一步研究企业家政治关联、企业家精神的共同作用对“营销策略－中小企业品牌成长”的作用，本文将构建三项交互模型进行分析。

本文提出，在营销决策基础上，企业家政治关联和企业家精神的充分发挥，可以对中小企业品牌成长起到促进作用。这是因为当一个企业主具备较为广泛的政治关联的时候，其可以获取更多市场情报，利用市场对企业资料调配作用，可以有效弥补中小企业在外部资源创新的劣势。所以，为了保证中小企业在市场中的份额，需要决策者尽可能地运用营销策略去整合优势资源，实现品牌成长，尤其是利用好企业家政治关联获得市场信息，专注于某一个细分领域的技术创新（产品或服务等），此时便可以通过创新带来超额利润，进一步刺激营销投入，通过营销活动进一步创造品牌成长。

不难看出，以上活动又具备很强的主观能动特点，十分依赖于企业家精神的推动。尤其是企业家精神作为一种内生因素，其对技术能力提升有着重要作用。但同时需要注意的是，企业家精神也需要在政策框架内，因为若失去框架，会使得中小企业更容易忽略掉利益相关者需求，向非生产领域做出过多投入。[18]

综上所述，本文提出以下假设：

H4.企业家政治关联和企业家精神组合对营销策略与中小企业品牌成长呈正相关关系。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本研究以中国深圳证券交易所中小企业板中民间私人投资、民间私人经营的上市企业为研究样本。该板块，相比沪深两市的主板，其初衷是为了实现非公有制中小企业的集资要求而开创，更能够反应中小企业在成长经营过程中的一连串变化特征。选取样本公司2021 年最新的相关数据开展实证研究，具体筛选标准如下：第一，根据中国证券监督管理委员会2012 版《上市公司行业分类指引》，去除金融类上市公司；第二，去除已终止上市或被其他企业吸收合并，以及处于连续三年亏损（退市预警股*ST 状态）、连续两年亏损（特别处理ST 状态）的上市公司；第三，去除在本研究进行时间中，公布数据存在严重不足，且缺失部分不能通过各种检索获取的公司。

样本的各项数据主要来自于相关年报、《深圳证券交易所市场统计年鉴2021》及国泰安数据库，通过校对手工整理获得。企业家的相关数据来自于中国证监会指定上市公司信息披露网址中的招股说明书与企业年报，通过查阅“发行人情况”一栏及公司官网手工整理获得。公司的创新数据及专利研发数据，通过国家专利知识产权局网站手工检索获得。

（二）变量定义

1.企业家

本研究的目标企业家，是指企业核心创始人、持有人。本文通过中国证监会指定上市公司信息披露网址与wind 数据库中的招股说明书和企业年度财务报表，明确公司重要持有人、创始人名录。针对非个人开创或持有的公司，本文参考夏立军、郭建展、陆铭（2012）的研究，把起到首要影响（上市前持股比例最大的股东，或在公司成立之初任职董事会主席或者总经理）的公司创始人确认为核心企业家。[19]

2.营销策略

好的营销策略可以帮助企业在市场竞争中抢占先机，扩大品牌影响力与知名度，促进企业的创新与发展。本文以使用样本公司每年在新闻、广告等自媒体方面的投入金额来作为衡量企业营销策略反映效果的指标。

3.企业家政治关联

企业家是否具有政治关联即指企业家是否在社会担任了政治职务。本研究参考胡旭阳（2006）的做法，将企业家的政治关联层级依据行政级别：国家、省（自治区、直辖市）、市、区（县）、乡（镇）及以下，分为6 个等级；自上往下可分为：中华人民共和国全国人民代表大会代表（党代表）、中国人民政治协商会议全国委员会委员、曾任国家各部委、各机构以及各局的省部级及以上职务，Rank 赋值为5；其他依照行政级别及以下依次递减，Rank 分别赋值为4、3、2、1；最低级别为曾在军队、政府任职或事业单位工作的基层官兵、基层干部、基层人员，Rank赋值为0。[20]

4.企业家精神

基于前文分析，将企业家精神聚焦于创新精神与创业精神两个维度进行探讨。其中，对于企业家创新精神，参考程锐（2016）[21]的研究，由于专利授权具备新颖性、创造性和实用性特征，所以可以依据公司的技术授权专利，衡量企业家的创新精神。对于企业家创业精神，参考李琦、刘力钢、邵剑兵（2021）的做法，选取管理层中持有该企业股票的人员，并依据该持股比率的客观情况判断企业家的创业精神。[22]

5.品牌成长

品牌成长是衡量企业发展速度的重要指标，能够直接反映出企业的发展态势，并为企业未来决策调整提供依据。本文使用总资产增长率（即报告期期末资产总值与报告期期初资产总值之差与期初资产总值的比值）来衡量企业一年的品牌成长状况。[23]

（三）模型设定

首先，探究营销策略与中小企业品牌成长之间的关系，建立如下回归模型，将其记为“模型一”：

表1 变量定义

其次，研究企业家政治关联在营销策略与中小企业品牌成长之间的线性调节作用，引入营销策略与企业家政治关联的交互项，建立如下模型，并将其记为“模型二”：

同理，讨论企业家精神在营销策略与中小企业品牌成长之间的线性调节作用，引入营销策略与企业家精神的交互项，建立如下模型，并将其记为“模型三”：

最后，分析营销策略、企业家政治关联以及企业家精神三者交互对中小企业品牌成长的共同作用效果，引入营销策略、企业家政治关联与企业家精神的三重交互项，建立如下模型，将其记为“模型四”：

四、实证结果分析

（一）描述性分析

对变量进行描述性分析（结果如表2 所示）。由表2 可得，企业品牌成长的均值为14.526237，标准偏差为32.0597290，表明在疫情的影响下，国内各民营中小企业的整体发展状况并不明朗，各企业的经济发展波动较为剧烈。营销策略的均值为11.71746，表明各企业都相对比较重视在营销策略方面的资金投入。企业家政治关联的均值为2，表明目前国内中小企业的政治裙带水平整体偏弱，企业家中同时兼备较高从政职务的人相对较少。企业家创新精神的均值为9.71，创业精神的均值为66.00402，即反映出各中小企业的年专利研发申请数平均为10个，管理层股东持股率平均为66%，表明在大环境下，企业整体的创新创业意识较强。

表2 描述性分析结果

由于各原始变量的量纲单位不一致，因此在正式分析前首先对原始数据进行去量纲标准化处理，得到y*，x1*，x2*，x31*，x32*，进而对变量x31*，x32*以1:1 的比例加权平均，得到x3*，使用处理后的y*，x1*，x2*，x3*数据进行后续分析。

（二）建模回归分析

1.模型一——营销策略对中小企业品牌成长的影响

使用SPSS 对y*，x1*数据进行建模，得到回归结果如表3 所示。由结果可得，模型的R 方值为0.790，F 值为146.671，且其p 值小于0.05，表明所建立的模型方程有效。此外，变量x1*的系数为0.889，p 值小于0.05，说明假设H1 成立，营销策略与中小企业的品牌成长呈显著正相关关系。且方程表达式为：

表3 模型一的建模分析结果

2.模型二——企业家政治关联的线性调节作用

此时，首先计算得到营销策略与企业家政治关联的交互项x1*×x2*，进而使用SPSS 对y*，x1*，x2*及x1*×x2*数据进行建模，得到回归结果如表4 所示。由结果可得，模型的R 方值为0.877，F 值为87.789，且其p 值小于0.05，表明所建立的模型方程有效。此外，变量x1*的系数为0.358，变量x2*的系数为0.483，交互项x1*×x2*的系数为0.289，且三个变量的p 值均小于0.05，说明假设H2 成立，即企业家政治关联正向调节营销策略与中小企业品牌成长之间的关系。且方程表达式为：

表4 模型二的建模分析结果

3.模型三——企业家精神的线性调节作用

同理，先计算得到营销策略与企业家精神的交互项x1*×x3*，进而使用SPSS 对y*，x1*，x3*及x1*×x3*数据进行建模，得到回归结果如表5 所示。由结果可得，模型的R 方值为0.814，F 值为54.046，且其p值小于0.05，表明所建立的模型方程有效。变量x1*的系数为0.722，p 值小于0.05，表明营销策略与品牌成长呈显著正相关，但变量x3*与交互项x1*×x3*的p 值均大于0.05，表明假设H3 不成立，即企业家精神在营销策略与中小企业品牌成长之间不具有调节作用。

表5 模型三的建模分析结果

进一步地，我们来研究一下企业家精神是否与中小企业品牌发展相关，即其是否直接作用于企业的品牌发展。对y*与x3*直接建模，得到结果如表6所示。由结果可得，模型的R 方值为0.521，F 值为42.505，且其p 值小于0.05，表明所建立的模型方程有效。变量x3*的系数为0.496，p 值小于0.05，回归显著，表明企业家精神与企业品牌成长正相关，即其虽然不能调节营销策略与品牌发展间的关系，但可以直接作用于品牌成长，推动企业的发展。

表6 企业家精神的进一步建模分析结果

4.模型四——营销策略、企业家政治关联以及企业家精神的共同作用

此时，仍是先计算得到三重交互项x1*×x2*×x3*，进而使用SPSS 对y*，x1*，x2*，x3*及x1*×x2*×x3*数据进行建模，得到回归结果如表7 所示。由结果可得，模型的R 方值为0.823，F 值为88.560，且其p 值小于0.05，表明所建立的模型方程有效。此外，变量x1*的系数为0.661，三重交互项x1*×x2*×x3*的系数为0.090，且两个变量的p 值均小于0.05，说明假设H4成立，即营销策略与品牌发展正相关，且企业家政治关联和企业家精神组合对营销策略与中小企业品牌成长呈正相关。方程表达式为：

表7 模型四的建模分析结果

（三）稳健性检验

考虑到企业家精神在促进产业结构升级的过程中可能会产生反向因果关系，进而导致模型存在内生性问题，这里我们对企业家精神作一阶滞后，得到x*3-1。将一阶滞后的x*3-1 作为工具变量，采用两阶段最小二乘法进行稳健性检验。以营销策略为例，对y*与x1*进行两阶段最小二乘回归，得到结果如表8 所示。由结果可得，此时回归仍显著，且品牌发展与营销策略呈显著正相关，与前结论一致，再次验证了本文提出的假设H1。

表8 稳健性检验结果

五、结论

（一）研究结论

本文基于企业家视角, 根据资源基础理论和技术创新理论,引入企业家政治关联以及企业家精神两个变量分析其对营销策略与中小企业品牌成长的调节作用，并通过多重交互法分析营销策略、企业家政治关联以及企业家精神三者交互对中小企业品牌成长的共同作用效果。以2021 年中国深圳证券交易所中小板民营企业上市公司为研究样本,结果表明:营销策略对中小企业品牌成长有显著的正向影响；企业家政治关联正向调节营销策略与中小企业品牌成长之间的关系；企业家精神在营销策略与中小企业品牌成长之间不具有调节作用，但可以直接作用于品牌成长，正向推动企业的发展。此外，营销策略、企业家政治关联以及企业家精神三者交互对中小企业品牌成长有显著的正向影响。中小企业未来可以进一步加强对营销策略、营销决策的重视，增强创新创业意识，拓宽政治渠道，以实现企业的健康快速发展。

（二）理论贡献与管理启示

本文理论贡献在于：第一，相较于营销策略对中小企业品牌成长的直接效应研究，本文引入了企业家政治关联因素与企业家精神为调节变量，通过实证分析其营销策略与中小企业品牌创新关系的调节作用，丰富了二者关系的调节变量研究，与以往的研究有较大区别；第二，运用三项交互方法分析营销策略、企业家政治关联、企业家精神三者交互对中小企业品牌成长的影响，相较于一般研究中只针对主效应进行分析，以及加入单一调节效应进行研究，能够更为详细真实地反应营销策略与中小企业品牌创新二者间的关系，为后续研究提供了不同的思路。

本文以期产生以下启示：第一，中小企业需要重视营销策略的作用，增强对营销策略的培养。第二，重视企业家的政治关联培养，作为一种重要资源，充分发挥其对技术创新和信息获取方面的积极影响，营造有利于中小企业创新的外在环境。第三，积极调动企业家精神，强化其调节作用，激发市场参与者积极性，从而达到其所应当发挥的积极效果。