供應鏈結構改革：需求驅動與績效驅動的異同分析

范蘇丹

中圖分類號：F253.9? ?文獻標識碼：A

內容摘要：為了提升我國商貿流通效率，需進一步對我國現有的供應鏈結構進行改革。基于此，文章以我國服裝行業為主要研究對象，在分析服裝行業產品供應鏈改革情況及其主要驅動力后，針對需求驅動力、績效驅動力和供應鏈結構水平之間的關系進行了實證分析。研究結果表明，企業的需求驅動力是導致企業營收水平上升的格蘭杰原因，而績效驅動力并非企業營收上升的格蘭杰原因;需求驅動力和績效驅動力與供應鏈結構水平間均存在較為明顯的正向聯系，需求驅動力的上升帶動績效驅動力上升。

關鍵詞：供應鏈結構? ?需求驅動? ?績效驅動

引言及文獻綜述

供應鏈的結構轉型是當前學術界的研究熱點。方艷君、吳夢娜（2016）就供應鏈網絡效率展開了分析，其從博弈論的角度論述了制造商與零售商的結構分配對企業整體收益所產生的影響。而供應鏈驅動因素和績效管理是供應鏈管理研究中的另一熱點。劉浩等（2018）針對需求信息扭曲下供應鏈中各成員的決策進行了分析，其認為需求驅動影響了供應鏈中各企業的產出水平，同時企業對有效需求的滿足可以等同于企業總體結構的優化;馬鵬、曹杰（2016）從績效的角度出發，研究了零售商與制造商的公平偏好及投資策略，并提出供應鏈管理中績效因素能夠幫助企業有效提升收益、降低成本。但在目前的研究中，對于需求驅動與績效驅動的對比性研究較少，雖然馮華等（2016）在研究中提出供應鏈的兩種主要影響因素間存在著影響程度的區別，但其并未進一步分析這一問題。基于此，本文從需求驅動及績效驅動的核心要素出發，深入分析了兩者對供應鏈結構的影響作用，并通過深度調研企業的微觀數據分析了兩者影響規模的大小。

指標構建與基本假設

（一）指標構建

供應鏈的需求驅動力。由于現有研究將供應鏈需求驅動視為企業的“外部驅動”，故實質上可用業內不同企業的耦合水平進行替代。本文根據方海云（2017）文章中的計算方法，采用產業耦合度以表征供應鏈的需求驅動力。趙國甫（2016）認為供應鏈的商品流需要考慮生產商、零售商和需求市場三層結構，故本文首先通過各部門的運轉量與從業人員的比例加總來表征行業內部效率，其次進行耦合分析產業間的外部需求水平，該指數的值越大則表明行業需求越高，也說明供應鏈整體的需求驅動越高。其具體計算公式如下所示：

式（1）中，D即為供應鏈需求驅動力指標;j=1，2，3則分別代表生產商、零售商和需求市場; wij表示對應企業的從業人數。由于本文采集了我國上市服裝公司2014-2016年的相關數據，即本文測量時間為36個月，故公式（1）中的i值為36。

供應鏈的績效驅動力。由于企業績效本身涉及多個可統計指標，所以本文采用因子分析法構建這一指數。這一部分本文依然采用了三層結構的績效激勵，即生產商、零售商和需求市場這3個指標，其又包含6個基礎性指標，具體如表1所示。

利用上述代表性指標構建基本數據矩陣為：

式（2）中，X即為本文所需的供應鏈績效驅動力，本文測量時間為36個月，故i-（1，36）總共有6個基礎指標，故j-（1，6）。利用SPSS 16.0進一步對各個代表性指標處理得到標準化矩陣（3）式：

同時根據權熵法對權值進行定義：

同時，還需要對熵值進行正數化處理，從而避免負向熵值導致指標間差異增大的問題。通過正向化式（4）所得熵，可以得到各指標的信息效應值：

根據熵值（4）及信息效應值（5），可以衡量基礎指標的權重：

聯立（5）式與（6）式，從而得到最終所需的月度指標：

（二）基本假設

美國學者Schwartz和Carroll提出的三動力模型是研究企業發展規制的主要理論，該理論認為企業改善自身結構的動因來主要來源于經濟動力、制度動力及道德動力三個方面。在理性人假設的前提下，任何企業建立的目的都是為了賺取利潤，而在賺取利潤的過程中企業必須秉持利潤最大化的行動準則，因此企業為保證其優勢的競爭地位會不斷優化自身結構以增強自身競爭能力;當企業進行經濟活動時，其不可避免的會受到相應制度的約束，這一制度可被具象的量化為制度成本，而為了降低這一成本支出，企業會盡可能的進行制度改革;由于企業的經紀人不可能完全遵照理性人假設進行經濟活動，經紀人可能存在為保障企業的社會聲譽和道德形象而舍棄部分利潤的行為，這一部分的成本被視為道德成本。

上述三種成本是企業進行結構性改革的核心動力。由于供應鏈作為連接生產與消費的網鏈結構，其不具備道德因素，因此僅需要考慮經濟動力與制度動力兩個方面。但經濟動力與制度動力這一分類并未考慮到企業的驅動因素來源。企業的驅動因素一方面來自內部董事會、管理者及員工，另一方面還來自外部競爭者、政府、顧客及供應商。如圖1所示，借鑒S-C三動力模型，本文根據驅動因素來源進一步將這兩種動力拆分為需求驅動力和績效驅動力。外部需求可以促使企業改善現有結構，進而保障企業的經濟利益;而內部的績效管理可以有效減少企業制度成本，從而提高企業績效水平。基于以上討論，本文提出如下假設：

H1：供應鏈各環節企業的供給需求驅動了總體供應鏈結構的改革。

H2：供應鏈各環節企業的運轉績效驅動了總體供應鏈結構的改革。

由于需求驅動力本身可以影響企業的績效管理，而企業的績效管理也能夠幫助企業進行需求能力改革，故兩者應存在相互影響、相互促進的關系。根據Walker的驅動力理論，不同企業受到不同因素的驅動水平并不一致，同時，不同的驅動因素對企業的影響幅度也不一致，因此不同的驅動力之間應具備次序之分，故提出假設：

H3：需求驅動力與績效驅動力之間具備相互促進的關系，且具備相對次序。

實證分析

（一）基于上市公司數據的實證分析

為將我國2014年1月至2016年12月主要上市服裝企業的月度數據在Eviws 9.0中對兩個指數的時間序列數據進行回歸分析，首先需要對序列lnD和lnT進行格蘭杰因果檢驗，其檢驗結果如表2所示。

表2結果證明，序列lnD的變化能夠有效的解釋序列lnT的變化，而lnT并不能有效解釋lnD的變化。從格蘭杰分析的角度而言，供應鏈的需求驅動具備主要次序，并能夠有效影響績效驅動能力，而績效驅動能力并不能影響需求驅動能力。本文進一步構建兩者間的自回歸模型，首先進行協調分析，可知D和T均服從二階單整序列I（2），即兩者間存在長期穩定的關系，采用OLS回歸可以得出如下回歸結果：

由公式（8）可以看到，需求驅動與績效驅動間存在明顯的正相關關系，即每增加一單位需求，就能夠提升供應鏈企業0.0126的績效。這證明了H3中兩者存在次序的合理性。

（二）基于調研數據的實證分析

為了解微觀層面的各個因素對公司的影響程度，本文采用李克特式五級量表，量表項目采用了姚琳、陳俞宗（2016）中的相關設計。為避免同源性誤差（CMV）帶來的統計學誤差，在問卷設計與填寫中均進行了匿名處理。本研究與溫州服裝商業協會合作進行，從該協會的企業名錄中隨機選取了700家企業進行問卷調查，收回有效問卷513份。本文以AMOS 24.0軟件對原始信息進行了原始模型與數據擬合，相關信度分析如表3所示。

如表3所示，本文采用Harman單因素檢驗法分析同因誤差，由于第一個因子對變異量的解釋水平僅為9%，不存在顯著的同源數據問題，各變量的Cronbachs α系數均大于0.70，說明變量信度水平較高。上述原始樣本的參數比值為12：1，大于門檻值5：1，且總體模型 X2/df=1.29小于2，說明模型具備較高擬合度，即RMSEA、CFI、IFI、NNFI的指標均符合研究所需要求，相關矩陣如表4所示。

在上述相關矩陣的基礎上，本文進一步采用結構方程模型分析多個變量的鏈式作用機制。結構方程模型可以納入多個解釋變量的影響，在LIS-REL檢驗假設下，上述數據具備如下擬合水平：

上述結果說明結構方程模型具備較高的擬合水平，進而驗證了理論模型中的三個假設。H1在實證中不拒絕，其影響系數為的r11=0.47，t=7.12 ，該影響處于顯著水平;H2在實證中不拒絕，其影響系數為r12=0.17，t=5.04 ，該影響處于顯著水平。H3在實證中不拒絕，其影響系數為r21=0.26，t=8.04 ，該影響處于顯著水平。對此本文繪制了影響路徑及影響因子的關系，具體如圖2所示。

根據上述作用路徑，本文假設需求驅動層面的權值為0.50，績效驅動層面的權值為0.50。即當企業每投入1個單位資源進行企業管理，就會提升0.312個單位的供應鏈結構水平。

結論

我國一直存在商貿流通效率低下、供應鏈水平較低、無法滿足居民有效需求的問題。如何改善供應鏈結構、加強資源流通、創造出更多有效供給，成為了一大現實難題。對此，本文基于企業管理的S-C三動力理論，從需求和績效兩個角度構建了供應鏈結構改革的兩大核心因素，并利用主成分分析法建立了基于上市公司數據的企業需求驅動力和績效驅動力兩個量化指標，最后通過格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型證明了“需求驅動能夠有效促進企業績效，而企業績效的改善并不能影響供應鏈中各單位的需求，同時兩者均能影響供應鏈結構優化”的結論。其次，本文以我國的服裝行業為主要研究對象，通過深度調研的方式取得了我國700家上市服裝公司2014-2016年相關微觀層面的調查數據，并利用信度分析、效度分析及相關矩陣分析法，針對需求驅動力、績效驅動力和供應鏈結構水平之間的關系進行了理論影響因子計算。研究結果表明，需求驅動力和績效驅動力與供應鏈結構水平間均存在較為明顯的正向聯系，同時需求驅動力的上升帶動了績效驅動力的上升，這進一步證明了前文中的理論假設。

參考文獻：

1.房艷君，吳夢娜.基于動態博弈的供應鏈網絡效率分析[J].統計與決策，2016（17）

2.劉浩，馮耕中，蔣煒等.需求信息扭曲條件下供應鏈成員運營決策研究[J].中國管理科學，2018（4）

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