李汝琦，莊貴軍，豐 超,2

(1.西安交通大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710049;2.香港城市大學(xué) 商學(xué)院，香港 999077)

一、 引 言

在營銷渠道(以下簡稱渠道)的交易中，合作伙伴的投機行為通常難以避免(Wathne和Heide，2000)[1]。長期以來，理論界和實踐界一直關(guān)注和研究渠道中的投機行為，并普遍認可其有一定的破壞性，不僅會損害合作伙伴的利益，對合作關(guān)系的穩(wěn)定帶來挑戰(zhàn)和威脅，還會增加渠道沖突、降低合作滿意度，最終導(dǎo)致渠道整體利益受損(Brown等，2000；Hawkins等，2008)[2-3]。不過渠道投機行為是一個復(fù)雜的變量，有多種驅(qū)動因素，表現(xiàn)形式各異。當(dāng)前我國經(jīng)濟快速發(fā)展，渠道環(huán)境不斷變化，這增加了渠道投機行為的復(fù)雜性，使其更難以甄別和防范。

根據(jù)Wathne和Heide(2000)[1]的研究可知，投機行為可以被劃分為主動投機行為和被動投機行為兩種，前者包含強制讓步和侵害，后者包含逃避責(zé)任和拒絕調(diào)整。通常而言，主動投機行為和被動投機行為同時存在于渠道合作關(guān)系中。但是此前絕大多數(shù)的研究都將投機行為看作一個單一維度的變量來進行分析，少有研究將其分開，分別進行檢驗和提出不同的治理策略(任星耀等，2012)[4]。同時此前關(guān)于投機行為的研究主要以交易成本為理論基礎(chǔ)，探討正式的合同治理機制的作用。盡管多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)合同機制能夠有效地抑制渠道投機行為，但也有研究認為合同機制在抑制渠道投機行為上是無效的(Brown等，2000；Antia和Frazier，2001；Cannon等，2000)[2,5-6]。這些不同的研究結(jié)果使得合同治理對投機行為的研究一直沒有定論。此外，前人的研究大多將合同視為一個單一維度的變量來進行分析(任星耀等，2012)[4]。實際上合同是一個多維度的變量，具有不同的功能。遵循這樣的思路，有學(xué)者提出應(yīng)該針對合同機制的不同維度，或者將不同性質(zhì)的渠道投機行為區(qū)分開來，分別進行探討(Wathne和Heide，2000；Luo，2002；Luo，2006)[1,7-8]。然而就目前的文獻而言，沒有研究將這二者結(jié)合，探討合同治理機制的不同維度如何影響性質(zhì)不同的渠道投機行為。

為了彌補這一研究不足，本文在既有文獻的基礎(chǔ)上，根據(jù)渠道投機行為的性質(zhì)，將其劃分為主動投機行為和被動投機行為；并沿用Mesquita和Brush(2008)[9]的觀點，將合同細分為保障功能(合同監(jiān)督)和協(xié)作功能(企業(yè)間聯(lián)合行動)兩個維度。據(jù)此，本文將合同機制的不同維度與不同種類的投機行為相結(jié)合，探討合同的雙元功能(保障功能和協(xié)作功能)如何影響經(jīng)銷商的主動投機行為和被動投機行為，繼而影響渠道合作績效。本文以國內(nèi)制造商與分銷商的關(guān)系為研究情境，以制造商市場部或渠道部的負責(zé)人為調(diào)查對象，在全國5個城市收集512份有效樣本進行實證檢驗。

本文的創(chuàng)新點在于：以合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動將合同治理的保障功能和協(xié)作功能操作化，探討二者對不同性質(zhì)渠道投機行為的影響差異。盡管合同治理的雙元功能不是本文提出的，但是以合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動將其操作化，并將其與兩種性質(zhì)不同的渠道投機行為相聯(lián)系、探討其影響差異，則是此前所沒有的。這一研究及其結(jié)果在理論上不僅能為合同治理雙元功能的理論觀點提供了經(jīng)驗證據(jù)，而且有助于更深入地理解渠道投機行為的性質(zhì)和類型，推動學(xué)術(shù)界關(guān)于渠道投機行為治理的探索；在實踐上，能夠幫助企業(yè)根據(jù)不同性質(zhì)的渠道投機行為，發(fā)揮合同治理的不同功能，有針對性地采取相應(yīng)的治理策略，提高渠道合作績效。

二、 理論基礎(chǔ)與文獻評析

(一) 合同與合同治理機制

在跨組織交易研究中，交易成本理論是解釋合同的最有影響力的理論之一。它由Coase(1937)[10]創(chuàng)立，(Williamson,1975；Williamson,2002)[11-12]在新的人性假設(shè)的基礎(chǔ)上進一步推廣和發(fā)展了這個理論。交易成本理論的目的是將交易的治理結(jié)構(gòu)與其特性相匹配，并以交易成本的高低為標準，選擇交易的治理結(jié)構(gòu)。具體而言，交易的治理結(jié)構(gòu)主要包含三種：市場、層級(即企業(yè))和介于二者之間的混合形式。而交易的特性主要通過三個維度來描述：交易資產(chǎn)專用性、交易不確定性和交易頻率等。其中交易資產(chǎn)的專有性是指在渠道合作關(guān)系中，一個企業(yè)專門針對其合作伙伴的資產(chǎn)投入，包括設(shè)備、程序、培訓(xùn)或關(guān)系等方面(Yang等，2011；Joshi和Stump，1999)[13-14]。由于交易專有資產(chǎn)能夠提高合作效率，因此只要一個企業(yè)與其他企業(yè)開展持續(xù)性的交易或合作，該企業(yè)則無法避免會或多或少地投入交易專有資產(chǎn)。但是因為專有性高的交易資產(chǎn)不能毫無成本地轉(zhuǎn)移，以用于其他的合作關(guān)系，所以企業(yè)在專有性高的交易資產(chǎn)上的投入具有抵押性質(zhì)——企業(yè)一旦退出這段合作關(guān)系，就會產(chǎn)生損失(Williamson，1975；Williamson，2002)[11-12]。換言之，一個企業(yè)在交易專有資產(chǎn)上的投入越大，交易專有資產(chǎn)的轉(zhuǎn)移就越困難，在結(jié)束雙方的合作關(guān)系時，企業(yè)受到傷害則越大。此外合作伙伴的投機行為也會威脅企業(yè)的交易專有資產(chǎn)。因此為了保護交易專有資產(chǎn)的安全，企業(yè)會采取措施(譬如簽訂合同)降低合作伙伴的渠道投機行為，維持合作關(guān)系的持續(xù)性。

迄今為止，關(guān)于合同對渠道投機行為的治理結(jié)果，學(xué)術(shù)界還存在著不同的觀點。主流研究認為合同為渠道合作成員提供了合作基礎(chǔ)和交易框架，能夠有效地降低渠道成員的投機行為動機(Antia和Frazier，2001)[5]。一份詳細的合同不僅會開列出合同執(zhí)行的細節(jié)，如交易的數(shù)量、質(zhì)量、期限和價格，交易雙方的權(quán)利、責(zé)任、義務(wù)和可能出現(xiàn)的問題、糾紛和解決方法等(莊貴軍等，2019；Poppo和Zenger，2002；Zhou等，2008)[15-17]，還會包含違約責(zé)任條款、補充性或保障性條款(Mesquita和Brush，2008；Schilke和Lumineau，2016)[9，18]。合同條款越詳盡，越能降低合作的不確定性(Wuyts和Geyskens，2005)[19]，并且會對渠道成員發(fā)揮警示作用，約束合作雙方的行為(Antia和Frazier，2001)[5]。但是也有一部分學(xué)者認為，合同并不能有效地減少渠道投機行為，因為在動態(tài)變化的環(huán)境中，有限理性使得交易雙方無法事先預(yù)知未來可能發(fā)生的所有問題并將其納入合同內(nèi)容中，所以一方或雙方可能會利用合同中的一些漏洞，產(chǎn)生投機行為(Williamson，2002)[12]。還有學(xué)者認為，合同本身就意味著雙方在某種程度上的互不信任，這會影響合作關(guān)系，使合作氛圍變得緊張，引發(fā)投機行為(Cavusgil等，2013；Zhang等，2017)[20-21]。以上兩種學(xué)術(shù)觀點都有經(jīng)驗證據(jù)的支持。例如Dahlstrom和Nygaard(1999)[22]的研究表明正式治理負向影響經(jīng)銷商投機行為，而John(1984)[23]則發(fā)現(xiàn)合同治理會加重而非減少經(jīng)銷商的投機行為。另外，Cavusgi等(2013)[20]也發(fā)現(xiàn)合同治理機制對境外分銷商投機行為的影響不顯著。這些不同的研究結(jié)果使合同機制對渠道投機行為的作用一直沒有定論。

之所以出現(xiàn)上文所述的不同研究成果，可能的原因是之前的研究大多將合同視為一個單一維度的變量來進行分析(任星耀等，2012)[4]。實際上合同是一個多維度的變量，具有不同的功能。Mesquita和Brush(2008)[9]的實證研究發(fā)現(xiàn)，合同治理機制不僅具有保障功能，還兼具協(xié)作功能，能夠提高企業(yè)之間協(xié)作的效率(協(xié)作功能的結(jié)果)，尤其是在合作的工作任務(wù)比較復(fù)雜時。Shen等(2017)[24]以公平代表保障功能的結(jié)果，以效率代表協(xié)作功能的結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)除了帶來公平的結(jié)果(保障功能)以外，合同治理機制還導(dǎo)致了效率提高，暗示合同治理機制確實兼有協(xié)作功能。Lumineau和Quelin(2012)[25]通過研究175份企業(yè)與其經(jīng)銷商簽訂的合同發(fā)現(xiàn)，合同中不僅包含保障公司利益的控制條款，還包含促進雙方相互合作的協(xié)作條款。然而仔細閱讀上述文獻，本文發(fā)現(xiàn)Mesquita和Brush(2008)[9]與Shen等(2017)[24]的研究是用治理結(jié)果代替保障功能和協(xié)作功能而做出的推斷，沒有直接檢驗和測量合同治理機制的保障功能和協(xié)作功能；Lumineau和Quelin(2012)[25]的研究是基于合同條款的內(nèi)容，雖然能夠比較客觀地觀察合同中兩種功能的語言表達，但是因為沒有涉及合同條款的執(zhí)行，所以并不能真實地體現(xiàn)合同治理兩種功能的具體落實。這里本文要特別強調(diào)合同內(nèi)容并不等于合同執(zhí)行；企業(yè)之間簽訂的合同只有轉(zhuǎn)化為企業(yè)依據(jù)合同而執(zhí)行的行為才有意義。尤其在中國的商業(yè)環(huán)境下，法律制度不夠完善，僅依靠合同條款的約束是不夠的，需要更多地落實于具體行為(Luo，2006；Luo，2002)[7-8]。

因此不同于Lumineau和Quelin(2012)[25]以及Mesquita和Brush(2008)[9]、Shen等(2017)[24]的操作方法，本文以合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動來測量合同的保障功能和合同的協(xié)作功能。合同的保障功能通過合同實施過程中對合同監(jiān)督來實現(xiàn)，即在一段合同關(guān)系中，企業(yè)使用合同條款賦予的權(quán)利來約束和控制合作方的行為，使其與合同條款的要求保持一致(莊貴軍等，2016；Lusch和Brown，1996)[26-27]。企業(yè)只有加強對合同執(zhí)行情況的監(jiān)督，簽訂的合同才能更好地轉(zhuǎn)換為合同執(zhí)行，也才能有效地降低合作方可能發(fā)生的投機行為，減少由此而給自己帶來的損失(Hoetker和Mellewigt，2009)[28]。合同的協(xié)作功能通過企業(yè)間聯(lián)合行動來實現(xiàn)。這里要特別注意的是，企業(yè)間聯(lián)合行動在概念的外延上要大于合同的協(xié)作功能。因為企業(yè)間聯(lián)合行動既可能來自于合同的規(guī)定，此時它體現(xiàn)合同的協(xié)作功能；也可能來自于合作雙方的關(guān)系規(guī)范，此時它體現(xiàn)雙方的互依、互信、團結(jié)和適應(yīng)性等關(guān)系規(guī)范的內(nèi)涵。因此要以企業(yè)間聯(lián)合行動來體現(xiàn)合同的協(xié)作功能，必須對其有所限定，即合作雙方是“根據(jù)合同的規(guī)定”所進行的聯(lián)合行動。另一方面，合同的協(xié)作功能如果不落實，就只是一些合同條款，就如同合同的保障功能沒有合同監(jiān)督去落實一樣。因此加上“根據(jù)合同的規(guī)定”這一限定以后，企業(yè)間聯(lián)合行動就是合同協(xié)作功能的落實或體現(xiàn)。企業(yè)間聯(lián)合行動又分為共同制定計劃和共同解決問題(Claro等，2006)[29]。共同制定計劃是事前和事中的聯(lián)合行動，指針對未來潛在可能發(fā)生的事件及其后果，合作雙方討論與協(xié)商、制定相應(yīng)措施，明確彼此責(zé)任與義務(wù)的行為；共同解決問題則是事中和事后的聯(lián)合行動，指問題發(fā)生后企業(yè)之間就問題進行討論與協(xié)商、提出解決方案的行為。

(二) 渠道投機行為和分類

投機行為是指在交易的過程中，人們通過欺詐等不正當(dāng)?shù)氖侄螕p害對方的利益，謀取個人利益最大化的行為。比如，投機取巧、利用他人的被動處境施加壓力、提供不準確的信息等(Wathne和Heide，2000)[1]。在渠道合作關(guān)系中，投機行為主要表現(xiàn)為違反合同的條款或關(guān)系規(guī)范、逃避或者不履行應(yīng)盡職責(zé)、有目的地隱瞞或歪曲事實等(Yang等，2011；張闖和徐佳，2018)[13，30]。渠道中的投機行為不僅會損害合作伙伴的利益，譬如交易專用資產(chǎn)，還會妨礙雙方的共同目標、破壞渠道關(guān)系、降低合作效率、減少各個渠道成員的經(jīng)濟收益(任星耀等，2012)[4]。

學(xué)術(shù)界關(guān)于投機行為的定義較為一致，但關(guān)于其表現(xiàn)形式或分類尚存分歧。最早對投機行為分類進行探索的是Williamson(1975)[11]。他指出在交易中，不僅存在違反或侵害正式契約的投機行為(例如不履行合同規(guī)定的成員責(zé)任、義務(wù)的行為)，而且還存在違反或侵害非正式的關(guān)系契約的投機行為(例如違背關(guān)系規(guī)范的行為)。他將前者定義為顯性投機行為，后者定義為合法投機行為。此后，許多學(xué)者沿襲這一傳統(tǒng)的分類標準展開研究。例如，Luo(2006)[8]將投機行為分為強投機行為和弱投機行為，分別指違反或不履行正式合同的行為和侵害或違背關(guān)系規(guī)范的行為。Wang和Yang(2013)[31]將投機行為劃分為客觀型和感知型兩大類，前者指明確違反合同條款的行為，后者指偏離合作預(yù)期的行為。隨著研究的逐漸深入，有學(xué)者提出，只按照違反契約(合同或關(guān)系規(guī)范)的類型分類，而不考慮環(huán)境變化的影響，這只適用于靜態(tài)環(huán)境下的分析，無法滿足管理實踐在動態(tài)環(huán)境中的要求(高維和等，2006)[32]。針對這一缺陷，Wathne和Heide(2000)[1]將環(huán)境和投機行為相結(jié)合，提出了投機行為的行為—環(huán)境范式，將投機行為分成四種：侵害，主動投機和原有環(huán)境；強制讓步，主動投機和新環(huán)境；逃避，被動投機和原有環(huán)境；拒絕調(diào)整，被動投機和新環(huán)境。

本文采用Wathe和Heide(2000)[1]的觀點，將渠道投機行為劃分為主動投機行為和被動投機行為。其中主動投機行為包括侵害和強制讓步，指企業(yè)為了追求己方利益而公開違反合作關(guān)系中明確或暗含的規(guī)定，或是通過歪曲信息、夸大困難、利用突發(fā)事件等方式在新環(huán)境下強制要求合作伙伴讓步或重新進行談判以謀取私利。被動投機行為包括逃避和拒絕調(diào)整，指企業(yè)為了自身利益而逃避或不履行之前約定的明確或暗含的責(zé)任，或者在新環(huán)境下拒絕調(diào)整的行為，如不守承諾、截留信息、不履行責(zé)任、不提供適時提醒等。概括而言，主動投機行為是一種有為行為，目的在于追求更高的利益；而被動投機行為是一種不為行為，目的在于降低成本和支出(Seggie等，2013)[33]。

三、 研究假設(shè)

圖1 研究框架

根據(jù)交易成本理論的基本邏輯，結(jié)合本文的情境——渠道中制造商與經(jīng)銷商之間的合作關(guān)系，構(gòu)建圖1作為研究框架。

(一) 合同監(jiān)督與主動和被動投機行為

在制造商與經(jīng)銷商的合作關(guān)系中，制造商通過發(fā)揮合同的保障功能，監(jiān)督經(jīng)銷商的渠道行為。制造商一旦發(fā)現(xiàn)經(jīng)銷商出現(xiàn)違背合同條款規(guī)定的行為，則會根據(jù)合同的明確規(guī)定，使其承擔(dān)合同違約責(zé)任并遭受相應(yīng)的法律制裁或懲罰。首先，制造商進行合同監(jiān)督，意味著該企業(yè)十分重視合同的執(zhí)行和完成，任何針對本企業(yè)的渠道投機行為都會被發(fā)現(xiàn)并嚴厲處罰(莊貴軍等，2016)[26]，這會向經(jīng)銷商傳達警戒的信息，產(chǎn)生有效的震懾和嚇阻。因此合同監(jiān)督使得經(jīng)銷商懾于受到嚴苛的制裁而自發(fā)地降低主動投機行為的動機，并會對履行合同規(guī)定和保持合作關(guān)系采取更謹慎的態(tài)度(任星耀等，2012)[4]。此外，合同監(jiān)督還能降低信息不對稱的程度，使制造商更容易發(fā)現(xiàn)經(jīng)銷商的投機行為(Wathne和Heide，2000)[1]。而隨著信息不對稱的程度不斷下降，經(jīng)銷商的主動投機行為的傾向很可能在第一時間就被抑制(Celly和Frazier，1996)[34]。在監(jiān)督的過程中，制造商也能夠獲取更多準確的信息，包括主動投機行為是否已經(jīng)發(fā)生及具體發(fā)生情況。這些信息都能幫助制造商實施懲罰，并有效地抑制經(jīng)銷商繼續(xù)采取主動投機行為?；谏鲜龇治?，本文提出以下研究假設(shè)：

H1a：合同監(jiān)督負向影響經(jīng)銷商的主動投機行為。

相較于主動投機行為，經(jīng)銷商的被動投機行為更為隱秘，因此更不容易通過監(jiān)督而被發(fā)現(xiàn)和被處罰。不同于合同監(jiān)督對主動投機行為的抑制作用，合同監(jiān)督會增加經(jīng)銷商的被動投機行為。原因在于，制造商的監(jiān)督行為本身在某種程度上會使經(jīng)銷商認為，他們的行為被監(jiān)視且決策自由被侵犯，繼而產(chǎn)生不滿的情緒或者抗拒的心理，導(dǎo)致渠道關(guān)系變得不愉快(Cavusgil等，2013)[20]。此外，制造商對經(jīng)銷商進行監(jiān)督，會降低對方完成任務(wù)的內(nèi)在驅(qū)動力，打擊對方的自尊心；經(jīng)銷商還會認為監(jiān)督是對其不信任的表現(xiàn)(Dickinson和Villeval，2008)[35]。這些都可能會導(dǎo)致經(jīng)銷商的合作積極性下降，產(chǎn)生不盡全力合作、消極怠工、逃避等被動投機行為(Jap和Anderson，2003)[36]。因此合同監(jiān)督反而會導(dǎo)致經(jīng)銷商產(chǎn)生被動投機行為?；谏鲜龇治?，本文提出以下研究假設(shè)：

H1b：合同監(jiān)督正向影響經(jīng)銷商的被動投機行為。

(二) 企業(yè)間聯(lián)合行動與主動和被動投機行為

在制造商與經(jīng)銷商的合作關(guān)系中，當(dāng)雙方根據(jù)合同規(guī)定發(fā)揮合同的協(xié)作功能時，他們會加強聯(lián)合行為，一方面共同制定計劃，達成一致的合作目標，為可預(yù)見的突發(fā)事件或意外情況做預(yù)案(Mooi和Ghosh，2013)[37]；另一方面共同解決問題，克服合作中出現(xiàn)的困難，尋求雙方都可以接受的解決方案，盡量減少損失，促進合作目標的達成(Faems等，2008)[38]。制造商和經(jīng)銷商追求的目標從自身利益變?yōu)榍勒w績效，雙方目標趨向一致，并看重互惠互利。此時雙方各自的利益需求是由提升雙方的總體收益來實現(xiàn)，這自然會促使雙方為了整體目標而努力協(xié)作，解決合作中的問題。因此企業(yè)間聯(lián)合行動不僅能促使經(jīng)銷商遵守合同規(guī)定，抑制自己追求己方利益而公開違反合同的主動投機行為，而且還能夠提高雙方在履行各自渠道責(zé)任時的自覺性和自律性，互相協(xié)作、互助互利，從而抑制經(jīng)銷商的逃避和拒絕調(diào)整等被動投機行為(張闖和徐佳，2018)[30]?；谏鲜龇治?，本文提出以下研究假設(shè)：

H2：企業(yè)間聯(lián)合行動負向影響經(jīng)銷商的(a)主動投機行為和(b)被動投機行為。

(三) 投機行為與合作績效

合作績效是渠道合作各方所追求的目的。良好的合作關(guān)系有助于提升制造商合作績效(Palmatier等，2007)[39]。然而無論是經(jīng)銷商公開違反合同約定的主動投機行為，還是消極怠工、逃避等被動投機行為，都會損害渠道的整體利益，降低制造商的渠道合作績效(Griffith和Zhao，2015)[40]。此外兩種性質(zhì)的投機行為均會破壞制造商和經(jīng)銷商之間的合作氛圍和關(guān)系質(zhì)量，減少制造商對合作關(guān)系的滿意度和合作績效(Wuyts和Geyskens，2005)[19]?；谏鲜龇治?，本文提出以下研究假設(shè)：

H3：經(jīng)銷商的(a)主動投機行為和(b)被動投機行為負向影響合作績效。

四、 研究方法

(一) 樣本

為檢驗上述提出的假設(shè)，本文以國內(nèi)制造商與分銷商的合作關(guān)系為研究情境，以制造商市場部或渠道部的負責(zé)人為調(diào)查對象，委托一家專業(yè)市場調(diào)查公司對分布在5個城市(西安、北京、深圳、鄭州和上海)的制造商發(fā)放調(diào)查問卷。隨機抽取當(dāng)?shù)毓ど唐髽I(yè)名錄中一定數(shù)量的制造企業(yè)作為備選對象。在排除不符合要求的企業(yè)后，調(diào)查員首先通過電話聯(lián)系符合要求的企業(yè)，然后將問卷送達，并請被訪者當(dāng)面填寫問卷。被訪者必須是企業(yè)總經(jīng)理或市場部門負責(zé)人等對企業(yè)渠道了解的人員。為保證問卷響應(yīng)率和數(shù)據(jù)質(zhì)量，提前告知被訪者調(diào)查問卷的學(xué)術(shù)用途，并承諾對其所提供的信息進行保密。被訪者完成問卷填寫并檢驗合格后，會獲得一筆問卷填寫費。在調(diào)研過程中，被訪者會留下聯(lián)系方式；在問卷回收后，為了保證問卷信息的真實性和可靠性，督導(dǎo)員會按一定比例進行電話復(fù)核?？偣舶l(fā)放問卷600份，回收565份，剔除缺省值太多或題項選擇明顯矛盾的問卷53份，最終獲得有效問卷512份，有效問卷回收率為85.3%。為確保數(shù)據(jù)錄入的準確性，所有數(shù)據(jù)均采取雙錄，即同一份問卷由不同的人分別錄入數(shù)據(jù)，之后進行比對糾錯。

樣本企業(yè)中，制造商所屬行業(yè)包括食品飲料制造業(yè)(30.3%)、電器與電子制造業(yè)(10.2%)、紡織服裝業(yè)(8.7%)、機械制造業(yè)(5.4%)以及其他制造業(yè)(45.4%)；制造商的企業(yè)性質(zhì)包含私營企業(yè)(54.7%)、獨資企業(yè)(15.2%)、合資企業(yè)(13.9%)、國有企業(yè)(6.0%)、中外合資企業(yè)(4.2%)以及其他類型企業(yè)(6.0%)；制造商和經(jīng)銷商的合作時長包括兩年以內(nèi)(6.6%)、二至五年(31.6%)、五至十年(40.6%)和十年及以上(21.2%)；制造商銷售規(guī)模(百萬元)包括小于5(18.4%)、5至24.99(22.3%)、25至49.99(12.5%)、50至99.99(15.8%)、100至299.99(11.3%)和300及以上(19.7%)；問卷填寫人從事該工作的時長包括兩年以內(nèi)(1.2%)，二至五年(14.1%)、五至十年(50.6%)和十年及以上(34.1%)。

(二) 變量的測量

表1列舉了主要變量及其測量題項。在調(diào)查時，被調(diào)查者從1到7(1=非常不同意，7=非常同意，其他為中間狀態(tài))為每個題項打分，在需要時表達意見。本文共涉及6個變量，其測量題項分別來自于此前的研究。本文對英文量表進行了中英對譯，在不改變原意的前提下，根據(jù)研究情境對個別題項做了適應(yīng)性修改。

表1 主要變量及其測量題項

合同的保障功能用合同監(jiān)督(CM)來測量，三個題項均來源于Lusch和Brown(1996)[27]。合同的協(xié)作功能(JA)根據(jù)Claro等(2006)[29]的量表分共同制定計劃(JP)和共同解決問題(JPS)兩個因子來測量，協(xié)作功能是由這兩個因子構(gòu)成的二階因子，兩個因子各有3個題項。經(jīng)銷商的主動投機行為(OPP)和被動投機行為(OPN)從制造商的角度測量其感知的經(jīng)銷商主動和被動投機行為，4個題項來自Heide等(2007)[41]、Luo(2006)[8]、Wathne和Heide(2000)[1]的研究。合作績效(PF)用一方對另一方在銷售額、利潤額以及適應(yīng)能力等方面的滿意度來測量，共有3個題項，來自Frazier(1983)[42]與Robicheaux和Elansary(1975)[43]的研究。

(三) 信度與效度檢驗

信度檢驗如表1所示。探測性因子分析所得各量表的α值均超過0.8；驗證性因子分析所得各量表的組合信度(CR)均接近或大于0.9。說明各量表的測量結(jié)果具有較高的信度(Fornell和Larcker，1981)[44]。

效度檢驗方面，首先，量表內(nèi)的各個測量題項均來源于前人的研究，反映相關(guān)變量的內(nèi)涵，具有較好的表面和內(nèi)容效度。其次，測量結(jié)果的聚斂效度令人滿意。驗證性因子分析的結(jié)果顯示，擬合參數(shù)為CMIN/DF=2.428(介于理想標準1-3)，RMSEA=0.055<0.080(較理想標準)，CFI=0.946，IFI=0.937，GFI=0.915，NFI=0.920>0.090(理想標準)。所有題項的因子載荷在0.05的水平上顯著，且大于0.8；各變量平均方差抽取量(AVE)都大于0.7(見表1)。再次，如表2所示，6個變量AVE的平方根都大于其他因子相關(guān)系數(shù)的絕對值，因此各變量之間具有較好的判別效度(Bagozzi和Yi，1988)[45]。最后，根據(jù)Tsui等(1995)[46]的觀點，存在嚴重的多重共線性問題的相關(guān)水平臨界值一般超過0.750。因此本文的樣本數(shù)據(jù)不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 變量的平均值、標準差及它們之間的相關(guān)系數(shù)

(四) 共同方法偏差檢驗

由于從同一數(shù)據(jù)源收集數(shù)據(jù)，所以調(diào)研結(jié)果可能存在共同方法偏差。為了了解偏差的程度，首先，進行Harman單因子檢驗。將所有題項并入一個變量，進行無旋轉(zhuǎn)主成分分析；共分解出6個初始特征值大于1的因子，第一個因子占總方差的23.213%，這說明共同偏差問題不嚴重。其次，采用Lindell和Whitney(2001)[47]分離標簽(Marker Variable)的方法進行進一步檢驗。由于“銷售占比(分銷商在區(qū)域內(nèi)對制造商的銷售占比)”這個變量在模型中未涉及，且與模型中至少一個變量不相關(guān)，因此本文將“銷售占比”與模型中所有的變量進行皮爾遜相關(guān)分析，其中最低的相關(guān)系數(shù)絕對值是0.001。采用此值剔除分離標簽的影響，如表2所示，各變量之間的相關(guān)系數(shù)在加入分離標簽之后沒有顯著變化。這進一步說明共同方法偏差問題不會對分析結(jié)果造成嚴重的影響。

五、 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

注：**表示相關(guān)系數(shù)在p<0.01的水平顯著(雙尾檢驗)圖2 結(jié)構(gòu)方程的路徑模型

為了檢驗前文提出的假設(shè)，本文采用結(jié)構(gòu)方程(SEM)的路徑模型對數(shù)據(jù)進行擬合。在分析時，本文控制了制造商的企業(yè)性質(zhì)(三個啞變量：私營企業(yè)=1，其他=0；國有企業(yè)=1，其他=0；集體企業(yè)=1，其他=0)、制造商所屬行業(yè)(三個啞變量：機械=1，其他=0；電器=1，其他=0；軟件=1，其他=0)、員工數(shù)目(1=≤10人，2=11-50人，3=51-100人，4=101-200人，5=201-500人，6=501-1000人，7=≥1001人)等變量。擬合結(jié)果的參數(shù)為CMIN/DF=2.059，RMSEA=0.046，CFI=0.930，IFI=0.913，GFI=0.912，NFI=0.916。擬合結(jié)果如圖2所示。

其中“合同監(jiān)督→主動投機行為”的路徑系數(shù)為-0.233(p<0.01)，與H1a的預(yù)測一致，因此數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持H1a，即制造商加強對合同執(zhí)行情況的監(jiān)督，能夠抑制經(jīng)銷商的主動投機行為。“合同監(jiān)督→被動投機行為”的路徑系數(shù)為-0.129(p>0.1)，與H1b的預(yù)測不一致，數(shù)據(jù)分析結(jié)果不支持H1b，即合同監(jiān)督對被動投機行為沒有顯著的影響?！捌髽I(yè)間聯(lián)合行動→主動投機行為”的路徑系數(shù)為-0.077(p>0.1)，與H2a的預(yù)測不一致，數(shù)據(jù)分析結(jié)果不支持H2a，即企業(yè)間聯(lián)合行動對經(jīng)銷商的主動投機行為沒有顯著的影響?！捌髽I(yè)間聯(lián)合行動→被動投機行為”的路徑系數(shù)是-0.206(p<0.01)，與H2b的預(yù)測一致，因此數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持H2b，即制造商加強雙方的聯(lián)合行動，能夠抑制經(jīng)銷商的被動投機行為?！爸鲃油稒C行為→合作績效”與“被動投機行為→合作績效”的路徑系數(shù)分別為-0.113(p<0.01)和-0.304(p<0.01)，與H3a和H3b的預(yù)測一致，即經(jīng)銷商的主動投機行為和被動投機行為均會降低合作績效。

此外本文還做了兩項事后檢驗。第一，采用Mackinnon(2012)[48]推薦的Bootstrap程序，檢驗主動投機行為和被動投機行為的中介效應(yīng)。分析結(jié)果如表3所示。由表3可見，兩條中介效應(yīng)(間接影響)路徑95%的置信區(qū)間都沒有包含0，且Z值大于1.96，說明主動投機行為和被動投機行為均有顯著的中介效應(yīng)。由于合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動對績效的間接影響、直接影響和總影響均顯著，可以推斷在本文所考慮的變量中，主動投機部分中介了合同監(jiān)督對績效的正向影響，被動投機部分中介了企業(yè)間聯(lián)合行動對績效的正向影響。

表3 間接影響、標準誤和置信區(qū)間

第二，采用Kline(2019)[49]推薦的卡方差異值檢驗(Chi-square Difference Test)，比較主動投機行為和被動投機行為對渠道合作績效影響的大小。本文將主動投機行為和被動投機行為與合作績效的路徑系數(shù)分別設(shè)置為a和b，且令a=b，然后將擬合結(jié)果與原模型進行比較。結(jié)果顯示，CMIN=10.397，DF=1，p<0.01。這說明主動投機行為和被動投機行為與合作績效的影響存在顯著的差異。因為“主動投機行為→合作績效”的路徑系數(shù)(-0.133)小于“被動投機行為→合作績效”的路徑系數(shù)(-0.304)，所以在本文所考慮的變量中，主動投機行為對合作績效的抑制作用小于被動投機行為對合作績效的抑制作用。

六、 結(jié)論、啟示與展望

(一) 結(jié) 論

本文以交易成本理論為邏輯主線，以營銷渠道中制造商與經(jīng)銷商的合作關(guān)系為研究情境，以制造商市場部或渠道部的負責(zé)人為調(diào)研對象，得到512份針對制造商—經(jīng)銷商渠道關(guān)系的有效問卷，探討合同的雙元功能對經(jīng)銷商的主動投機行為和被動投機行為的影響差異。本文檢驗了6個假設(shè)，其中4個假設(shè)得到了數(shù)據(jù)支持。此外還做了兩項事后檢驗。本文得到以下結(jié)論：第一，合同監(jiān)督有助于抑制經(jīng)銷商的主動投機行為，但對其被動投機行為的影響不顯著；第二，企業(yè)間協(xié)作有助于抑制經(jīng)銷商的被動投機行為，但對其主動投機行為的影響不顯著；第三，經(jīng)銷商的主動投機行為和被動投機行為均負向影響合作績效；兩項事后檢驗的結(jié)果是：其一，經(jīng)銷商的主動投機行為中介合同監(jiān)督對合作績效的正向影響，其被動投機行為中介企業(yè)間聯(lián)合行動對合作績效的正向影響；其二，經(jīng)銷商的主動投機行為對合作績效的抑制作用小于其被動投機行為對合作績效的抑制作用。

關(guān)于不顯著的兩條路徑，本文有如下解釋：首先，合同監(jiān)督對經(jīng)銷商被動投機行為的影響不顯著(H1b)。這可能是由于雙方事先簽訂的合同中包含有關(guān)監(jiān)督的條款，所以當(dāng)制造商執(zhí)行合同監(jiān)督時，經(jīng)銷商容易理解——監(jiān)督行為本身并非“找茬”，而是照章辦事。這不會引起經(jīng)銷商的逆反情緒而導(dǎo)致消極怠工，增加被動投機行為。其次，關(guān)于企業(yè)間聯(lián)合行動對經(jīng)銷商主動投機行為的影響不顯著(H2a)。盡管制造商和經(jīng)銷商的協(xié)作行為可能會驅(qū)使經(jīng)銷商因追求整體利益而降低主動投機行為，但是由于雙方在共同制定計劃的過程中，經(jīng)銷商可能會發(fā)現(xiàn)一些漏洞，而在隨后的合作過程中，主動利用這些漏洞，謀取己方利益；或者在共同解決問題時，問題的暴露也可能為經(jīng)銷商采取主動投機行為提供可乘之機。二者都可能促使經(jīng)銷商采取主動投機行為。

(二) 啟 示

本文有下述幾點理論貢獻：第一，將合同治理的保障功能和協(xié)作功能操作化，分別由合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動來體現(xiàn)和測量。盡管合同治理保障功能和協(xié)作功能的區(qū)分不是本文提出的，但是以合同監(jiān)督和企業(yè)間聯(lián)合行動將其操作化，則是之前研究所沒有的。近年來，有學(xué)者開始關(guān)注合同治理的不同維度。比如Mesquita和Brush(2008)[9]與Shen等(2017)[24]在研究中采用治理結(jié)果代替合同的兩種功能，推斷合同兼具保障和協(xié)作兩種功能。Lumineau和Quelin(2012)[25]則通過分析合同文本的具體條款，區(qū)分出合同的不同功能?；谶@些文獻并針對其不足，本文以合同監(jiān)督和企業(yè)間“根據(jù)合同規(guī)定”的聯(lián)合行動來測量合同的保障功能和協(xié)作功能，直接檢驗兩種功能的治理效果。這一方面能夠彌補此前研究以治理結(jié)果代替合同雙元功能的缺陷(Mesquita和Brush，2008；Shen等，2017)[9，24]；另一方面彌補Lumineau和Quelin(2012)[25]的研究以合同條款而不以合同條款的落實測量合同雙元功能的缺陷。

第二，將合同治理的兩個維度與兩種不同類型的投機行為相聯(lián)系，探討二者對不同表現(xiàn)形式的渠道投機行為的影響差異。這也是此前的研究所沒有的。本文研究發(fā)現(xiàn)，合同監(jiān)督能夠抑制經(jīng)銷商的主動投機行為，但對其被動投機行為的影響不顯著；企業(yè)間聯(lián)合行動能夠抑制經(jīng)銷商的被動投機行為，但對其主動投機行為的作用不顯著；此外，經(jīng)銷商的主動投機行為中介合同監(jiān)督對合作績效的影響，其被動投機行為中介企業(yè)間聯(lián)合行動對合作績效的影響。這一研究結(jié)果不僅具有新意，有助于學(xué)術(shù)界更深入地理解渠道投機行為的性質(zhì)和類型，而且為合同治理雙元功能的理論觀點提供了經(jīng)驗證據(jù)，有助于推動學(xué)術(shù)界關(guān)于合同治理的探索。

第三，本文有助于解釋此前關(guān)于合同治理影響渠道投機行為的研究結(jié)果不一致的現(xiàn)象。如前所述，此前的一些研究發(fā)現(xiàn)，合同治理能夠有效地降低渠道成員的投機行為；而另一些研究則發(fā)現(xiàn)，合同并不能減少渠道投機行為，甚至還可能引發(fā)投機行為(Brown等，2000；Antia和Frazier，2001；Cannon等，2000)[2,5-6]。這些不一致的研究結(jié)果，原因可能在于，之前學(xué)者沒有特別區(qū)分合同的不同功能或投機行為的不同表現(xiàn)形式，將其分開來進行研究。比如此前多數(shù)學(xué)者將合同視為一個單一維度的變量來進行研究，更多關(guān)注的是其保障功能，忽略其協(xié)作功能；此時如果研究中測量的投機行為更多的是主動投機行為，則會得到“合同治理能夠抑制投機行為”的結(jié)論；然而如果此時研究中測量的投機行為更多地偏向被動投機行為，則可能會有不同的發(fā)現(xiàn)——合同治理對投機行為的抑制作用不顯著。這說明后續(xù)的相關(guān)研究需要區(qū)分不同性質(zhì)的投機行為和合同治理功能。

從企業(yè)實踐的角度來說，本文的研究結(jié)論對于渠道合作情境下的制造商具有重要的啟示。首先，制造商需要針對不同環(huán)境下渠道合作關(guān)系的實際情況，辨別分析渠道中投機行為的類型，明晰每類渠道投機行為背后所隱藏的不同動機和原因，對癥下藥，有針對性地采取相應(yīng)的治理策略。根據(jù)本研究的結(jié)果，合同的雙元功能對于不同性質(zhì)的投機行為有著不同的作用方式。因此制造商可以根據(jù)期望實現(xiàn)的目標有選擇性地發(fā)揮合同的不同功能。當(dāng)制造商致力于重點防范、降低經(jīng)銷商的主動投機行為時，可以更多地發(fā)揮合同的保障功能，適當(dāng)加大監(jiān)督的力度，對經(jīng)銷商起到威懾、警示的作用，使其更認真、嚴肅地對待合同條款；當(dāng)制造商的目標是降低經(jīng)銷商的被動投機行為時，則更應(yīng)發(fā)揮合同的協(xié)作功能，通過企業(yè)間聯(lián)合行動與對方建立共享的目標，強調(diào)采取互惠行為，從而降低對方的被動投機行為動機。通過外部的強制和內(nèi)在的自我控制，雙管齊下來治理經(jīng)銷商的主動和被動投機行為，從而最大限度地避免各類渠道投機行為，實現(xiàn)合作共贏。

另外在渠道合作中，制造商應(yīng)當(dāng)警惕經(jīng)銷商在合作關(guān)系持續(xù)期間的多種渠道投機行為表現(xiàn)。除了昭然若揭的主動投機行為之外，制造商還需關(guān)注更隱蔽的被動投機行為，如不按承諾行事、隱藏信息、告知不完備事實、忽視對責(zé)任的履行、不提供適時提醒等。根據(jù)本文的研究結(jié)果，相較于主動投機行為，這些被動投機行為更不易察覺，卻會給制造商帶來更高的交易成本，危害甚至大于主動投機行為。

(三) 展 望

本文還存在一些局限。僅從制造商一邊獲取調(diào)查數(shù)據(jù)，研究結(jié)果雖然能夠反映制造商對合同治理、企業(yè)間協(xié)作等的感知，但不一定代表經(jīng)銷商的感知情況。今后可以考慮從制造商和經(jīng)銷商兩邊獲取數(shù)據(jù)，以便了解更真實的雙邊互動情況。另外，本文采用問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)，雖然能夠在一定程度上反映企業(yè)合同治理的情況，但是數(shù)據(jù)不夠客觀，有可能受被調(diào)查者主觀感知的影響。未來可以結(jié)合合作中使用的真實合同文本，提煉和區(qū)分出合同中的保障性條款和協(xié)作性條款，以獲得更加客觀的研究結(jié)果。未來的研究可以延續(xù)本文的思路，關(guān)注其他治理方式的保障功能和協(xié)作功能。