国内贸易网络、地理距离与供应商本地化∗包　 群　 但佳丽　 王云廷　 　 内容提要：灵活、有效的供应商关系管理对企业正常运行具有关键意义。 以上市公司总部搬迁为冲击，本文考察了总部迁移之后供应商地理分布的调整反应。 通过内生供应商选择决策，本文理论研究发现，总部迁移后供应商更替决策取决于新供应商搜寻成本与旧供应商维系成本的权衡比较。 基于２００１—２０１７年间中国上市公司的供应商－客户匹配数据，本文实证结果发现：（１）总部搬迁企业的确更有可能发生供应关系变更，且这一效果在远距离搬迁中更为显著。 （２）新供应关系搜寻效率越高，企业越有可能替换原有贸易伙伴；与旧贸易伙伴的关系粘性越低，供应关系更替概率也越高；对中间投入品供应商依赖度低的企业也更可能更换新供应商。 （３）由于贸易伙伴选择依赖于地理距离的远近，导致供应关系呈现出高度本地化现象。 本文研究揭示了在经营环境不确定性风险加剧时供应关系及时调整的重要性。关键词：国内贸易网络　 搜寻效率　 维系成本∗　 包群、但佳丽（通讯作者）、王云廷，南开大学经济学院国际经济与贸易系，邮政编码：３０００７１，电子信箱：ｂａｏｑｕｎ＠ｙｅａｈ．ｎｅｔ，ｄａｎｊｉａｌｉ＠ｈｏｔｍａｉｌ． ｃｏｍ，ｗａｎｇｙｕｎｔｉｎｇ１１２６＠１６３． ｃｏｍ。 本研究受到国家社会科学基金重大项目（２２ＺＤＡ０６３）、国家社会科学基金重点项目（２１ＡＺＤ０２４）、国家自然科学基金面上项目（７１９７３０７３）及天津市研究生科研创新项目（２０２１ＹＪＳＢ０３５）的资助。 作者感谢匿名审稿专家提出的宝贵意见，文责自负。一、引　 言随着现代贸易关系网络变得日趋复杂，灵活、有效的供应商关系管理对企业经营绩效具有越来越重要的作用。 与传统生产组织方式不同，当今企业生产通常表现为包括多个细分工序与生产环节的有机整体，需要对来自不同地方的原材料与中间投入品进行合理规划与配置。 投入品在企业生产中的重要性已经得到了大量文献的研究支持（Ａｍｉｔｉ ＆Ｋｏｎｉｎｇｓ，２００７；Ｇｏｐｉｎａｔｈ＆Ｎｅｉｍａｎ，２０１４；Ｈａｌｐｅｒｎｅｔ ａｌ．，２０１５），然而一个密切相关却较少研究的问题是企业如何合理选择供应关系的空间分布。 无论是对潜在新供应商的搜寻与匹配，还是与原有供应伙伴之间的贸易关系维持，都需要企业理性权衡新、旧供应商之间的更新与替换，以优化管理供应商的地理分布。 随着企业间的生产工序与分工环节变得日益复杂，企业对来自供应商的投入品依赖性在不断加剧，因而需要更谨慎规避供应商危机带来的风险传染，这一点在全球价值链分工网络不断深化的今天尤为突出。 中美贸易摩擦下的全球贸易不确定性加剧、新冠疫情冲击下的全球供应链管理危机都在提示，稳定、健康的供应商关系管理对企业经营具有关键作用。对上市公司供应关系变更的简单观察可以发现，企业通常会频繁更替新的贸易伙伴。 本文统计了２００１—２０１７年间中国上市公司前五大供应商和客户信息，发现仅有３０％的已有贸易伙伴在下一年份仍然存续，即相当一部分旧贸易伙伴都难以在下一年度继续合作关系。 因此，一个令人感兴趣的话题是，企业如何最优选择贸易伙伴的地理分布？ 是什么因素决定了企业变更已有贸易伙伴，或者在何种情形下能够继续维系原有供应关系？ 本文的核心观点是，供应商选择的关键在于新供应关系的搜寻成本（ｓｅａｒｃｈｃｏｓｔ）与旧供应关系维系成本（ｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ｃｏｓｔ）的权衡比２ ０ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化较。 在总部迁移冲击之下，企业通常面临着维持流出地原有供应商与在迁入地寻找新供应商两个选择：（１）搜寻新供应商。 如果企业在搬迁新址就近选择周边地区的新供应商，企业可以对新的邻近供应商进行更好的供应监督与控制，但也需要花费更高的搜寻成本来寻找合适的当地新供应商，尤其是面对陌生的市场环境，需要克服较高的信息壁垒与摩擦（Ａｌｌｅｎ，２０１４；Ｃｈａｎｅｙ，２０１４；Ａｎｔｒａｓ ｅｔ ａｌ．，２０１７；Ｂｅｒｎａｒｄｅｔ ａｌ．，２０１９）。 （２）继续保有原供应商。 搬迁后与原供应商地理距离的增大，使得企业必须付出更高的维系成本维持原有供应关系：远距离供应商不仅意味着投入品运输成本上升，而且意味着企业难以有效对投入品品质与标准进行灵活监督，面临原供应商可能的道德风险与违约损失（Ｇｉｒｏｕｄ，２０１３）。 因此，企业总部搬迁后的供应商决策取决于原供应商维系成本与新供应商搜寻成本的比较权衡。 本文通过在Ａｎｔｒａｓ ＆Ｈｅｌｐｍａｎ（２００４）跨国外包模型中引入供应商的搜寻成本与维系成本，内生出企业在总部搬迁后是否替换原供应商的决策。我们发现，供应商更换决策取决于总部服务依赖程度（或投入品重要性）、新供应商搜寻成本以及企业与供应商之间的利润分成比例。 供应商的最优决策表明，企业搬迁后总部服务依赖度高、新供应商搜寻效率越高、搜寻成本越低、企业搬迁后与原供应商的维系成本越高，企业越有可能选择新供应商。本文进一步采用上市公司数据进行实证分析，并采用以下策略识别企业搬迁总部后更迭供应关系的内在机制。 首先是原供应商的维系成本。 为了考察企业总部搬迁后与原供应商的关系维系成本，本文考虑迁移距离的远近。 在企业与供应商之间距离更远时，不仅意味着企业需要花费更高的投入品运输成本，更重要的是由于地理距离阻隔，企业难以有效地对供应商生产组织与投入品质量进行管理与监督，在发生商业冲突时也无法做出及时的协调反应，容易面临供应商的道德风险与违约损失。 一个较好的例证是，在数字经济时代，即使信息技术、交通运输网络以前所未有的速度发展与升级，大幅降低了贸易成本，同时也为企业与供应商、客户之间的远程交流与沟通提供了更高效便捷的途径，削弱了地理距离对企业间贸易的负面影响，然而商务旅行频次仍未表现出下降趋势（Ｌｉｕｅｔ ａｌ．，２０１７）。 二是旧有供应关系粘性。 当与原有贸易伙伴关系越持久时，双方的合作信任导致供应关系的粘性效应越强，意味着企业放弃旧有供应关系的机会成本和难度更高，这一点对于关系型商业合作表现得尤其突出（Ｃａｊａｌ⁃Ｇｒｏｓｓｉ ｅｔ ａｌ．，２０２０）。 具体地，（１）我们比较了不同区域范围的搬迁行为：跨省搬迁与省内跨市搬迁。 与省内搬迁相比，跨省搬迁的移动距离更远，意味着越难以维系原有供应关系，从而更可能选择迁入地新供应商。 （２）我们测算了总部原址与新址的实际距离，发现搬迁总部的距离越远，企业更倾向于调整其供应关系。 （３）我们以原有供应关系的持续时长测度合作双方的商业信任与关系粘性，发现合作期限更持久的供应关系越不容易被替代。其次是新供应商的搜寻效率与搜寻成本。 本文综合考虑了商业资源搜寻效率与搜寻成本的作用。 一是基于国内贸易网络和数字技术的搜寻效率对新供应关系搜寻的影响。 当企业在国内贸易网络中具有更广泛的商业资源触角，在数字经济时代能更灵活、高效地使用基于人工智能、大数据及云计算等数字技术进行商业资源搜索与匹配时，便能在搬迁之后更快地搜寻到当地优质、适配的供应关系（Ａｎｔｒａｓ ｅｔ ａｌ．，２０１７；Ｃｈｅｎｅｔ ａｌ．，２０２０；戚聿东和肖旭，２０２０）。 二是旧供应商的可替代性，这种替代性受到供应关系专用性、影响力强弱的影响：旧供应关系专用性越明显、供应关系影响力越强，意味着企业严重依赖原有供应商，越难以对其进行更换（Ｂａｒｒｏｔ ＆Ｓａｕｖａｇｎａｔ，２０１６；Ｃａｒｖａｌｈｏｅｔ ａｌ．，２０２１）。 本文实证分析表明，企业自身资源搜寻效率越高、对原有供应商的生产依赖度越低、原有贸易伙伴影响力越弱，企业有更高概率在搬迁后选择新供应商。为了进一步准确识别总部搬迁对供应关系变更的因果效应，本文还采用了以下研究策略。首先，考虑到企业搬迁行为存在一定的内生性，本文使用企业搬迁前后省份的产业政策态度差异３ ０ １２０２３年第６期作为工具变量来内生化搬迁决策。 这一做法的依据在于，地方政府的产业政策差异天然地对企业选址形成了拉力与推力，使得搬迁前后所在省份产业政策差异较大的企业更可能发生总部搬迁行为，结果也证实了这一点。 其次，我们不仅考虑了企业是否发生了搬迁，还进一步引入搬迁流向，即是从内陆省份搬往东部沿海，抑或相反。 由于中西部内陆地区商业资源相对匮乏，意味着企业在迁入内陆省份后需要支付更高的新供应商搜寻成本，从而越可能维系旧供应关系。 我们的确发现，从西部地区搬出的企业更可能在迁入地选择新供应商，而从东部迁出的企业则倾向于保留原有供应商。本文研究在以下方面做出了可能贡献。 首先，贸易网络已经成为备受关注的重要话题，大量文献证实了商业或贸易网络的重要性（Ｃｈａｎｅｙ，２０１４；Ｂｅｒｎａｒｄｅｔ ａｌ．，２０１９；Ｄｈｙｎｅｅｔ ａｌ．，２０２１；包群和但佳丽，２０２１），对中国企业出口行为的研究也支持了贸易网络的作用（李兵和李柔，２０１７；吴群锋和杨汝岱，２０２０）；也有部分研究使用区域间贸易网络刻画双循环发展格局的形成和演变（李敬和刘洋，２０２２）。 与已有文献相比，本文以总部搬迁作为分析对象，考察了国内贸易网络的动态形成与演变，这一视角不仅有助于客观理解国内贸易网络的形成过程，而且揭示了长时段内贸易网络是如何演变的。 其次，已有供应商选择研究主要从契约不完全性出发，考察不完全契约导致跨国公司组织方式的差异，即选择跨国外包还是进行一体化决策（Ａｎｔｒａｓ ＆Ｈｅｌｐｍａｎ，２００４，２００６；Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ，２０２０）。 与这些文献重点考察投入品专用性与契约不完全如何影响跨国公司选择供应商不同的是，本文认为，供应商决策的关键是新供应商搜寻成本与旧供应商维系成本的权衡，为理解搜寻效率、地理距离与供应商选择提供了理论解释，尤其是企业选址变动对供应关系布局的影响。 最后，有助于认识地理距离对国内贸易网络形成的重要性。 远距离供应关系不仅带来高昂的交通成本与运输费用（Ａｎｄｅｒｓｏｎ＆ｖａｎＷｉｎｃｏｏｐ，２００４），而且意味着商业信息传播受阻与供应关系的管理困难（Ｆｅｒｎａｎｄｅｓ ＆Ｔａｎｇ，２０１４；Ｂｉｓｚｔｒａｙ ｅｔ ａｌ．，２０１８；黄张凯等，２０１７；范剑勇等，２０２１）。 本文以总部搬迁作为事件冲击，证实了地理距离是影响企业选择国内供应商的重要因素，从而导致供应关系的本地化现象，有助于深入理解供应商与客户关系的空间形成与地理分布。二、理论模型本文借鉴Ａｎｔｒａｓ ＆Ｈｅｌｐｍａｎ（２００４）（以下简称Ａ＆Ｈ）选择中间投入品来源和企业组织形式的理论框架，在不完全契约环境中考察企业总部迁移后的供应商关系选择。 具体地，企业迁移总部后面临两个选择：一是使用迁移前的供应商（ｏｌｄ，简记为Ｏ）；二是放弃原有供应商，在迁移后总部所在地及其临近地寻找新供应商（ｎｅｗ，简记为Ｎ）。 以上两种决策面临不同成本和收益：使用迁移前供应商需承担更高的维系成本，迁移后寻找新供应商则面临更高的搜寻和沟通成本。 下文将总部迁移前后地（Ｏ、Ｎ）成本与收益的差异在模型中参数化以分析企业的供应关系决策。消费者。 考虑存在迁移前后两地（Ｏ、Ｎ）、Ｊ个部门以及一种劳动力要素的情形，其中代表性消费者的效用函数与Ａ＆Ｈ类似，ｊ 部门总消费指数Ｘｊ 为该部门不同产品消费ｘｊ（ω）的ＣＥＳ加总。 结合效用最大化原则易知ｊ 部门每种差异化产品的反需求函数满足（１）式。 其中，ｐｊ（ω）表示ｊ 部门差异化产品ω的价格，１１－ρ和１１－λ分别表示部门内和部门间产品的替代弹性（１＞ρ＞λ＞０）。ｐｊ（ω） ＝Ｘλ－ρｊｘｊ（ω）ρ－１（１）　 　 生产。 类似Ａ＆Ｈ，假设只有总部掌握最终品的生产技术，即总部迁移后仅能在Ｎ地进行最终品生产。 Ｏ地与Ｎ地工资水平分别以ｗＯ和ｗＮ表示。 在付出固定成本ｗＮｆＥ 迁移总部之后，企业进入Ｎ地市场并从已知分布Ｇ（θ）随机抽取自身生产率水平θ（ω）（后文分析符号中略去下标ｊ），并４ ０ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化决定开始或退出生产。 若企业开始组织生产，则需要承担额外固定成本，这一成本取决于企业供应关系的选择：采用迁移前Ｏ地供应商还是重新寻找迁移后Ｎ地供应商。 ｊ 部门最终品代表性生产者采用两种投入以Ｃ⁃Ｄ形式进行生产：ｘｊ（ω） ＝θ（ω）ｈｊ（ω）ηｊ[ ]ηｊｍｊ（ω）１－ηｊ[ ]１－ηｊ，ηｊ ∈（０，１） （２）　 　 其中，ｈｊ（ω）代表研发设计、管理投入等总部服务（Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ，２０２０），仅由总部所在地提供，对迁移后企业而言总部服务ｈｊ（ω）只能在Ｎ地获得；中间投入ｍｊ（ω）可由Ｎ地供应商或Ｏ地供应商生产，两种投入均以劳动要素１∶ １生产，ηｊ 度量了总部服务ｈｊ（ω）在最终品生产中的重要程度（总部服务依赖度），１－ηｊ 则表示中间投入品依赖度。Ｈ与Ｍ缔结合约关系后产生的收益为Ｒ（ω），在Ｈ将中间品生产外包给Ｍ的贸易中，Ｈ获得βＲ（ω），Ｍ则获得（１－β）Ｒ（ω），其中：Ｒ（ω） ＝ｐ（ω）ｘ（ω） ＝Ｘλ－ρθρ ｈ（ω）η[ ]ρηｍ（ω）１－η[ ]ρ（１－η）（３）　 　 以上生产与贸易活动中有两类代理人，一是提供总部服务并生产最终品的企业Ｈ，二是中间投入品厂商Ｍ。 Ｈ在迁移总部之后选择在Ｎ地市场生产最终品，需要选择与迁移前Ｏ地供应商或迁移后Ｎ地供应商签订投入品供给合约，不论哪种决策都会产生固定搜寻成本，包括对当地市场供应商信息的搜寻成本与筛选费用、与供应商之间的沟通成本等，我们将与搜寻供应商有关的固定成本以Ｎ地工资水平表示ｗＮｓυ，υ∈｛Ｏ，Ｎ｝。 当企业迁移总部后进入Ｎ地，由于对新搬迁地市场环境相对陌生，需要花费更多的搜寻成本寻找与识别新供应商，一个合理的假设是Ｎ地额外信息搜寻固定成本高于Ｏ地：ｓＮ＞ｓＯ（４）　 　 然后，考虑契约不完全环境下，不同投入品厂商决策隐含的收益与成本对分成比例的影响。由于事前无法精确制定包含所有关于产品贸易细节的可执行合约，最终品生产者与中间品厂商只能在事后进行剩余价值的分配博弈（Ｈａｒｔ ＆Ｍｏｏｒｅ，１９９９），即广义纳什议价博弈。 在此议价博弈中，假设企业仅能以外包方式与供应商缔结合约，在谈判破裂情况下Ｈ和Ｍ获得收益均为０，因此理性的局中人会达成一个纳什议价均衡解。 最终品生产者Ｈ以比例β∈（０，１）获取事后收益的一部分，Ｍ则获取事后收益的１－β部分（Ａｎｔｒａｓ，２００３；Ａｎｔｒａｓ ＆Ｈｅｌｐｍａｎ，２００４），这一分配比例随Ｈ面对不同供应商（Ｏ、Ｎ）发生变化。 若企业选择迁移前Ｏ地供应商，由总部迁移产生的远距离使得中间品或服务在运输或传送的过程中面临较高的运输成本，并且企业无法像迁移前那样对原中间品厂商有效监督。 因此，由于地理距离导致的中间品投入潜在损失来自以下两类原因：首先，远距离供应关系意味着必须花费更高的运输成本，类似于国际贸易运输过程的冰山成本；其次，更重要的是，运作完善的供应关系要求企业能够有效、灵活地对供应商的生产过程与产品质量进行监督，同时在发生供应关系冲突时及时地协调解决（Ｇｉｒｏｕｄ，２０１３）。 以上因素导致Ｈ最终收到的中间品与事前约定的数量或质量存在差异，导致Ｈ真实投入生产的中间品为τＯｍ（ω），①即选择迁移前Ｏ地供应商的损失为（１－τＯ）ｍ（ω）。 显然，随着与供应商地理距离的扩大，企业需要花费更多精力与成本来对远端供应关系监督与管理，产生更高的供应商维系成本。 因此，选择迁移后Ｎ地供应商的供应关系维系成本满足１－τＮ＜１－τＯ，换言之，企业对Ｎ地供应商提供产品的使用效率更高（τＮ＞τＯ）。 此时，Ｈ的收益为β（τυ）υＲ（ω）－［１－（τυ）υ］Ｒ（ω），υ∈｛Ｏ，Ｎ｝。 ［１－（τυ）υ］Ｒ５ ０ １２０２３年第６期① 此时，Ｒ（ω）′＝Ｘλ－ρθρｈ（ω）η[ ]ρητＯｍ（ω）１－η[ ]ρ（１－η）＝（τＯ）ＭＲ（ω），其中Ｍ＝ρ（１－η）。（ω）代表选择不同供应商所带来的损失。 由此，Ｈ与Ｍ在不同供应商决策υ下对事后收益的分成比例为βυ，满足βＮ＝β（τＮ）υ－［１－（τＮ）υ］及βＯ＝β（τＯ）υ－［１－（τＯ）υ］，由中间品使用效率τＮ＞τＯ可知：βＮ＞βＯ（５）　 　 上式表明，最终品生产者在迁移后重新寻找供应商能分配到更高份额的事后利润，原因在于，搬迁后如果保持原有供应商将产生较高的维系成本，有损企业对中间投入品的有效利用率；与搬迁后新供应商缔结合约能够更好地进行供应商管理与监督，使企业能够获取更高收益。均衡。 在提供最终品生产所需中间投入时，Ｈ按照ｍａｘｈ（ω）βυＲ（ω）－ｗＮｈ（ω）来提供ｈ（ω），投入品供应商Ｍ以ｍａｘｍ（ω）（１－βυ）Ｒ（ω）－ｗυｍ（ω）提供ｍ（ω），代入Ｒ（ω）并分别对两个利润函数导出一阶条件，结合两个一阶条件可求出ｍ（ω）和ｈ（ω）：ｍ（ω）１－η＝ Ｘλ－ρ１－ρθρ１－ρρ１１－ρ（βυ）ρη１－ρ（１－βυ）１－ρη１－ρ（ｗＡ）－ρη１－ρ（ｗυ）ρη－１１－ρｈ（ω）η＝ Ｘλ－ρ１－ρθρ１－ρρ１１－ρ（βυ）ρη１－ρ＋１（１－βυ）ρ（１－η）１－ρ（ｗＡ）－（ρη１－ρ＋１）（ｗυ）－ρη－１１－ρ（６）　 　 在子博弈完美均衡下，最终品生产者Ｈ的目标函数与总利润函数一致，即Ｈ选择最大化利润πυ的供应商υ：ｍａｘυ∈｛Ｏ，Ｎ｝πυＨ＝πυ＝Ｒ（ω）－ｗＮｈ（ω）－ｗυｍ（ω）－ｗＮｓυ　 　 代入（３）式和（６）式有：πυ（θ，Ｘ，η） ＝Ｘ（λ－ρ）／ （１－ρ）θρ／ （１－ρ）Φυ（η）－ｗＮｓυ（７）　 　 其中：Φυ（η） ＝１－ρ［βυη＋（βυ－１）（η－１）］１ρｗＮβυ ( )ηｗυ１－βυ ( )１－η[ ]ρ１－ρ（８）　 　 因此，企业搬迁总部后的生产率门槛值θ应满足π（θ，Ｘ，η）＝０，其中，π（θ，Ｘ，η）＝ｍａｘυ∈｛Ｏ，Ｎ｝πυ（θ，Ｘ，η）。 观察（７）式和（８）式不难发现，πυ（θ，Ｘ，η）是关于θρ／ １－ρ的线性函数，斜率与Φυ（η）成正比，截距为－ｗＮｓυ，且随可变成本ｗυ和固定成本ｓυ增加而递减。 显然，企业会选择使斜率最大的分成比例β∗＝ ｍａｘβ∈（０，１）Φυ（η）， 由∂ Φυ（η）／ ∂ β ＝ ０ 可知β∗（η） ＝－η（ρη－ρ＋１）＋ η（１－η）（１－ρη）（ρη－ρ＋１）１－２η，Φυ（η）关于β在（０，１）的函数关系呈现非线性特征。 进一步有∂β∗（η）／ ∂η＞０，η∈［０，１］，意味着Ｈ的利润分配比例与总部服务依赖度η成正比。 背后的逻辑在于，若Ｈ的投入在生产中占据更重要的地位，那么Ｈ应在利润分配中获得更高份额。 结合以上分析，企业通过权衡可变成本ｗυ、固定成本ｓυ以及分配比例βυ选择最优的供应商。供应商选择决策υ∈｛Ｏ，Ｎ｝。 当部门的总部服务依赖度η较高并使最优分配比例满足β∗（ηＨ）＞βＮ＞βＯ（总部服务密集度高于门槛值ηＨ 时），利润函数随β递增，在不同供应商决策没有其他成本差异的情况下，企业应选择总部搬迁后Ｎ地供应商；当总部服务依赖度较低并使得最优配比满足β∗（ηＬ）＜βＯ＜βＮ（总部服务密集度低于门槛值ηＬ 时），利润函数随β递减，企业应选择总部搬迁前Ｏ地供应商。 以上分析意味着在总部服务生产重要性更强的部门，企业发生总部迁移后，应更换原有供应商并在搬迁所在地寻找新供应商；而在中间投入品依赖程度更高的部门，迁移总部的企业应维持原有供应商，以获取最大利润。 基于以上分析，本文提出以下三个研究假设。６ ０ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化假设１：企业的总部服务依赖程度（η）越高，搬迁后越有可能更换供应关系；企业的中间投入品依赖程度（１－η）越高，搬迁后越不容易更换供应关系；假设２：企业搬迁后与原有供应商的维系成本越高，中间投入品使用效率τυ越低，企业越有可能更换供应关系；假设３：企业搬迁后的供应商搜寻成本ｓυ越低，企业越有可能更换供应关系。三、总部迁移对供应关系的影响实证（一）估计模型构建———多期ＤＩＤｏｖｅｒｌａｐｉｔ＝α０＋α１Ｄｉｔ＋ＣＶ′ｉｔχ ＋ｚｉ＋ｚｔ×ｚｇ＋ＩＰＯｙｅａｒｉｔ＋ｚｔ×ｐｂｅｆｏｒｅｉｔ×ｐａｆｔｅｒｉｔ＋ξｉｔ（９）　 　 其中，ｏｖｅｒｌａｐｉｔ代表上市企业ｉ 在ｔ 年的供应关系重叠度，具体含义为企业ｉ 在ｔ 年的供应商／ 客户群体与ｔ ＋１年相比未发生改变的比例。 Ｄｉｔ表示企业是否在ｔ 年变更总部地址的指示变量，取值为１表示该企业在ｔ 年发生了搬迁总部的行为，０则表示在ｔ 年未发生总部的变更，α１ 为本文重点关注的估计系数，表示总部搬迁行为对企业供应关系重叠度的影响，即企业总部搬迁是否促使其改变供应关系。 实际分析中，本文根据搬迁前后地址在行政区划上的差异程度将其划分为省际搬迁（Ｄ＿ｐｒｏｖｉｔ）和市际搬迁（Ｄ＿ｃｉｔｙｉｔ），省际搬迁表示企业总部发生了跨省迁移，而市际搬迁为企业总部跨市迁移（包含省际搬迁）。ＣＶｉｔ为企业层面控制变量，参照已有文献（Ｃｈｅｎｅｔ ａｌ．，２０２０），本文选取了反映企业规模的固定资产对数（ｌｎａｓｓｅｔｉｔ）、总营业收入对数（ｌｎｒｅｖｉｔ）、资产负债率（ｌｅｖｅｒａｇｅｉｔ）、第一大股东持股比例（ｂｌｏｃｋｉｔ）、每股股东自由现金流（ｆｃｆｅｐｓｉｔ）、股价年化波动率（ｖｏｌａｔｉｌｉｔｙｉｔ）、多次搬迁总部虚拟变量（ｒｅ＿ｏｕｔｉ，取值为１表示企业ｉ 在ｔ 年有第一次搬迁行为，在ｔ 年以后有第二次或更多次搬迁行为；取值为０表示在样本期仅有一次搬迁行为）和企业是否发生重大资产重组的虚拟变量（ｍａｒｉｔ，取值为１表示企业ｉ 在ｔ 年发生了重大资产重组，为０则表示未发生）等变量。 （９）式还控制了企业个体固定效应（ｚｉ）、时间与行业（ｚｔ×ｚｇ）、企业ＩＰＯ年份（ＩＰＯｙｅａｒｉｔ）以及时间与搬迁前后所在地（ｚｔ×ｐｂｅｆｏｒｅｉｔ×ｐａｆｔｅｒｉｔ）的交叉固定效应，以消除不可观测因素带来的遗漏变量偏误。 本文合并了上市公司总部迁移数据、前五大供应商和客户信息数据，以上数据集均来自国泰安数据库（ＣＳＭＡＲ），合并数据集包含２００１—２０１７年的２１５６家中国Ａ股上市公司，共９２１４个观测值，涵盖了上市公司总部迁移信息、基本信息、经营信息以及前五大供应商与客户等重要信息。 表１报告了本文所使用主要变量的描述性统计以及数据来源。表１ 主要变量描述性统计变量 均值 中位数 标准差 观测值ｏｖｅｒｌａｐ ０. ２９７ ０. ２００ ０. ２９８ ９２１４ｌｎａｓｓｅｔ ３. ４００ ３. ２６４ １. ２０６ ９２１４ｌｎｒｅｖ ９. ５１０ ９. ４４０ １. ５３５ ９１８９ｌｅｖｅｒａｇｅ ０. ４５９ ０. ４４２ ０. ３３２ ９２１４ｂｌｏｃｋ ３５. ８４１ ３３. ３００ １５. ５６０ ９２１４ｆｃｆｅｐｓ ０. ０１６ ０. ０１３ １. ０４３ ９２１４ｖｏｌａｔｉｌｉｔｙ ４０. ３８７ ４１. ６９２ ２３. ４６３ ９２１４ｒｅ＿ｏｕｔ ０. ０１１ ０. ０００ ０. １０６ ９２１４ｍａｒ ０. ０６３ ０. ０００ ０. ２４４ ９２１４　 　 注：数据均来源于Ｗｉｎｄ数据库、ＣＳＭＡＲ数据库。７ ０ １２０２３年第６期（二）基准结果分析表２面板Ａ报告了（９）式估计结果，第（１）、（２）列与第（３）、（４）列分别为省际搬迁（Ｄ＿ｐｒｏｖ）与市际搬迁（Ｄ＿ｃｉｔｙ）的结果。我们发现，不论是否添加企业层面控制变量，省际搬迁（Ｄ＿ｐｒｏｖ）估计系数均为负且显著（第（１）列和第（２）列分别为－０. １２０和－０. １０７），意味着相较于总部未发生跨省搬迁的上市公司，跨省迁移总部的上市企业其供应关系重叠度（ｏｖｅｒｌａｐ）平均下降了０. １２０（ｏｖｅｒｌａｐ均值为０. ２９７），即平均而言，上市公司发生总部的跨省迁移会促使其更换至少一个供应商或客户；相比之下，企业总部的跨市迁移不论在地理距离还是经营环境的变化上都有所减弱，故总部的跨市迁移（Ｄ＿ｃｉｔｙ）对供应关系变更的影响幅度有所降低：Ｄ＿ｃｉｔｙ的估计系数在数值大小和显著性上均减少（第（３）和（４）列估计结果分别为－０. ０４５８和－０. ０３４１）。以上结果表明，伴随着上市公司总部变迁而来的是供应关系变更，总部搬迁从地理距离和适配程度两方面增加了企业维系原有供应关系的成本，而搬迁前后经济、地理差异更大的跨省迁移由于维系成本进一步扩大，供应关系更迭效应幅度更大、更显著。表２ 总部搬迁对供应关系重叠度的影响估计面板Ａ（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐ面板Ｂ（１）ｏｖｅｒｌａｐＤ＿ｐｒｏｖ－０. １２０∗∗∗（０. ０２７５）－０. １０７∗∗∗（０. ０２５７）ｒｏｕｔｅＥ＿Ｅ０. ０２４２（０. ０４７３）Ｄ＿ｃｉｔｙ－０. ０４５８∗∗∗（０. ００８４６）－０. ０３４１∗∗（０. ０１５７）Ｅ＿Ｍ－０. １０６（０. １００）ｌｎａｓｓｅｔ－０. ０３０７∗∗（０. ０１０８）－０. ０３０８∗∗（０. ０１０８）Ｅ＿Ｗ０. ３１４∗∗（０. １４９）ｌｎｒｅｖ０. ０３０１∗∗∗（０. ００８３６）０. ０３００∗∗∗（０. ００８３７）Ｍ＿Ｅ－０. ６５２∗∗∗（０. ２４４）ｌｅｖｅｒａｇｅ－０. ０３４０∗∗（０. ０１４１）－０. ０３３９∗∗（０. ０１４２）Ｍ＿Ｍ－０. ５９０∗∗∗（０. ２２７）ｂｌｏｃｋ－０. ０００３２０（０. ０００２６０）－０. ０００３２０（０. ０００２６０）Ｗ＿Ｅ０. ０３６７（０. ０８５９）ｆｃｆｅｐｓ０. ００９０９∗∗（０. ００３１９）０. ００９１１∗∗（０. ００３２２）Ｗ＿Ｍ－０. ３８５∗∗（０. １９３）ｖｏｌａｔｉｌｉｔｙ－０. ０００４７０∗（０. ０００２５０）－０. ０００４８０∗（０. ０００２５０）ｒｅ＿ｏｕｔ０. ００７５５（０. ０２４７）０. ００５３８（０. ０２６４）ｍａｒ－０. ０６４８∗∗∗（０. ０１６８）－０. ０６５０∗∗∗（０. ０１６５）ｚｉ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓｚｔ×ｚｇ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ＹｅｓＩＰＯｙｅａｒｉｔ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓｚｔ×ｐｂｅｆｏｒｅｉｔ×ｐａｆｔｅｒｉｔ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ＹｅｓＣｏｎｓ．０. ３００∗∗∗（０. ０００１１）０. １６８∗∗∗（０. ０４４２）０. ３００∗∗∗（０. ００００９）０. １７０∗∗∗（０. ０４４１）ＣＶ Ｙｅｓａｄｊ． Ｒ２０. １４４ ０. １５４ ０. １４４ ０. １５３ ａｄｊ． Ｒ２０. ２６９Ｎ ８５１２ ８４８８ ８５１２ ８４８８ Ｎ ８１９７　 　 注：括号内为行业－年份层面聚类稳健标准误，∗、∗∗和∗∗∗分别表示在１０％、５％和１％的水平上显著。 面板Ｂ中ＣＶ包含企业层面控制变量、常数项以及固定效应，如无特别说明，下表同。８ ０ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化（三）搬迁路线的差异与中西部内陆省份相比，东部沿海地区具有更丰富的商业资源与市场信息，因而企业搬迁后更可能利用当地充裕的商业资源寻求新合作伙伴。 相反，由于中西部内陆省份商业资源的相对匮乏，导致企业在搬迁之后无法及时寻求到合适的本地贸易伙伴，因而更有可能维系原有供应关系。 我们将搬迁前后省份划分为东中西部，识别出企业迁移总部的九类具体路线，包括从东部到东部（Ｅ＿Ｅ）、东部到中部（Ｅ＿Ｍ）、东部到西部（Ｅ＿Ｗ）、中部到东部（Ｍ＿Ｅ）、中部到中部（Ｍ＿Ｍ）、中部到西部（Ｍ＿Ｗ）、西部到东部（Ｗ＿Ｅ）、西部到中部（Ｗ＿Ｍ）、西部到西部（Ｗ＿Ｗ），迁移路线差异为识别搬迁目标提供了可能的渠道。 将以上搬迁类型引入基准回归，得到结果如表２面板Ｂ所示。 结果显示，由东部企业迁出的总部搬迁均不是新商业资源寻求型（Ｅ＿Ｅ、Ｅ＿Ｍ、Ｅ＿Ｗ的系数不显著为负）。尤其有趣的是，总部从东部地区搬迁到西部的企业，供应关系重叠度反而提高（Ｅ＿Ｗ系数显著为正），意味着由东部流向西部的企业受制于迁入地相对匮乏的商业资源，致使企业需要支付更高成本以搜寻新供应关系，因此更有可能维系与原有贸易伙伴的合作。 与此对应，从西部搬迁到中部的企业表现出较高的供应关系更替概率（Ｗ＿Ｍ系数显著为负），同时从中部地区搬迁到东部的企业也更有可能选择新贸易伙伴（Ｍ＿Ｅ系数显著为负），表明由于搬入地相对丰裕的商业资源使得企业迁移后能够以较小的搜寻成本，在当地寻求到适宜的新合作对象，从而实现对旧供应关系的替代。（四）因果识别１． 平行趋势检验多期ＤＩＤ能准确估计搬迁行为对供应关系变更影响的关键在于满足事前平行趋势假设，即处理前供应关系重叠度（ｏｖｅｒｌａｐ）在总部搬迁与未搬迁两类企业中并无显著差异。 图１为总部跨省搬迁（Ｄ＿ｐｒｏｖ）的平行趋势检验结果，我们发现在总部搬迁前三期（ｔ －１，ｔ －２，ｔ －３），总部搬迁系数均不显著，即在迁移总部之前两类企业的供应关系重叠度不存在显著差异；另一方面，总部搬迁后，企业供应关系重叠度立即显著下降（ｔ 期），并在滞后两期仍有供应关系调整的效果（ｔ ＋１和ｔ ＋２期），总部变更当期和滞后两期的供应关系变更效应均在１％的水平上显著，因此本文所使用的企业层面供应关系重叠度在事前满足平行趋势，采用多期倍差法能较准确地识别出总部搬迁对企业供应关系变更的具体影响。图１　 总部跨省搬迁的平行趋势检验２． 总部搬迁决策的内生性由于企业的总部迁移决策通常内生于自身生产经营状况与外部市场环境变化，因此我们试９ ０ １２０２３年第６期图为企业的总部迁移行为找到合适的工具变量。 本文尝试采用企业搬迁前后两个省份的产业政策差异作为工具变量再次对基准模型检验，以克服基准回归中可能的内生性问题。 一方面，由于地方政府产业政策态度存在差异，针对同一行业的产业政策态度差异同时凝聚成推力和拉力，作用于企业的总部迁移行为；这一态度差异越大，则企业迁移总部的概率相应更高。 另一方面，省级层面的产业政策态度差异于企业层面的供应关系重叠度（ｏｖｅｒｌａｐ）而言具有外生性，并不会通过其他直接或间接途径影响企业的供应关系选择，仅能通过推动企业迁移总部从而改变供应关系布局。表３ 工具变量两阶段回归结果———产业政策态度差异面板Ａ：第二阶段 （１）ｏｖｅｒｌａｐ （２）ｏｖｅｒｌａｐＤ＿ｐｒｏｖ－０. ３３９∗∗（０. １５７）Ｄ＿ｃｉｔｙ－０. ３４０∗∗（０. １５６）面板Ｂ：第一阶段 （１）Ｄ＿ｐｒｏｖ （２）Ｄ＿ｃｉｔｙｐｏｌｉｃｙ＿ｃｈａｎｇｅ１. ２１８∗∗∗（０. ２０８）１. ２１５∗∗∗（０. ２０２）ＣＶ Ｙｅｓ ＹｅｓＫｌｅｉｂｅｒｇｅｎ⁃ＰａａｐｒｋＬＭｓｔａｔｉｓｔｉｃ ３. ５４２ ３. ５３８［ｐ］ ０. ０５９８ ０. ０６００Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ⁃ＰａａｐｒｋＷａｌｄＦｓｔａｔｉｓｔｉｃ ３４. １１８ ３６. ０１８Ｓｔｏｃｋ⁃Ｙｏｇｏ ｗｅａｋＩＤｔｅｓｔ（１０％） １６. ３８０ １６. ３８０ａｄｊ． Ｒ２０. ０１０１ ０. ００４６０Ｎ ２６９９ ２６９９　 　 注：Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ⁃ＰａａｐｒｋＬＭｓｔａｔｉｓｔｉｃ统计量检验的原假设为工具变量识别不足，［ｐ］中为上一行统计量的ｐ值；Ｋｌｅｉｂｅｒｇｅｎ⁃ＰａａｐｒｋＷａｌｄＦｓｔａｔｉｓｔｉｃ检验的原假设为工具变量为弱工具变量，Ｓｔｏｃｋ⁃Ｙｏｇｏ ｗｅａｋ ＩＤｔｅｓｔ（１０％）为弱工具变量检验在１０％显著水平的临界值。本文依据企业所属国民经济二分位行业，计算搬迁前后省份对企业所属行业的引资态度差异，省级层面的产业政策源自各省五年规划中对各行业的态度描述，我们使用ＣＮＲＤＳ数据库提供的省级产业政策以区分各省对各行业的不同引资态度：首先将五年规划中涉及的对产业态度描述所使用的鼓励、中性、抑制分别赋值为３、２、１，作为基础态度；若该行业属于省级重点支持行业，则在基础态度上加１；更进一步，若该行业还属于国家级重点支持行业，则继续加１，即考虑了地方和中央两级政府对特定行业的双重支持程度。 由此，最终得到搬迁前省份对企业所属行业的支持程度（ｐｏｌｉｃｙ＿ｂｅｆｏｒｅ）和搬迁后省份对企业所属行业的支持程度（ｐｏｌｉｃｙ＿ａｆｔｅｒ），本文将产业政策态度差异（ｐｏｌｉｃｙ＿ｃｈａｎｇｅ）定义为二者之比，即ｐｏｌｉｃｙ＿ａｆｔｅｒ／ ｐｏｌｉｃｙ＿ｂｅｆｏｒｅ，若该值大于１，则意味着搬迁后所在省份对企业所属行业有更加积极的态度和正向的引资政策，这于企业而言，同时受到搬迁前省份的推力（ｐｕｓｈ）和搬迁后省份的拉力（ｐｕｌｌ），促使其做出总部迁移的决策。 表３汇报了该变量ＩＶ－２ＳＬＳ的结果及弱工具变量和识别不足检验的相关统计量。 结果显示，工具变量通过了弱工具变量和识别不足检验，第一阶段和第二阶段结果表明，企业所属行业在搬迁前后两个省份的政策态度差异越大（即在搬迁后所在省份产业政策态度相对更积极时），企业有更高的概率发生总部迁移，而发生总部迁移的企业由于商业资源的切换和更积极的产业政策，会更换主要贸易伙伴并调整其商业布局。 这表明在使用更外生的工具变量时，基准结果仍旧成立，即总部迁移使得企业供应关系随之发０ １ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化生改变。 值得注意的是，由于产业政策差异变量的外生性更强，因此舍弃了一部分并未进入相关省份五年规划行业中的企业，也体现了由工具变量外生性所带来的估计结果之局限性。四、总部搬迁与供应关系变更：机制检验（一）供应商的依赖程度本文理论分析指出，总部迁移后的供应关系决策取决于企业生产模式中对总部服务与中间投入品的相对依赖程度。 如果产品生产过程中总部服务占据核心优势，例如，核心竞争优势在于总部提供的独特研发设计，则在总部迁移之后会选择更换供应关系，以更好地基于迁移后总部的区位优势进行最优化生产；相反，如果企业生产更依赖中间投入品的专用性与匹配度，那么搬迁后企业难以承担转换供应商带来的高额成本，因而更有可能继续维持原有供应关系。 据此，本文构建了企业总部服务依赖程度（ｈｑ）和中间投入品依赖程度（ｉｍ）指标，在（９）式中引入Ｄｉｔ与两类依赖度的交互项，更细致地考察总部迁移冲击后企业的供应关系调整情况。 Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ（２０２０）强调总部服务的表现形式涵盖研发设计、管理投入等要素，将总部投入定义为资本劳动比高于行业中位数的投入比例，本文首先采用Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ（２０２０）的方法计算总部服务依赖程度。 其次，由于Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ（２０２０）方法与行业资本使用属性密切相关且无法刻画总部服务的企业异质性，故本文以企业劳动力工资占营业成本的比例作为企业总部服务依赖程度（ｈｑ）的代理变量，比例越高意味着企业在管理投入、研发设计以及人力资源等方面的支出越大；同时，我们以企业购买商品、接受劳务支付的现金占营业成本的比例作为中间投入依赖程度（ｉｍ）的代理变量。表４ 总部迁移对供应关系重叠度的影响（总部服务依赖度）变量（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐ（５）ｏｖｅｒｌａｐ（６）ｏｖｅｒｌａｐＤ＿ｐｒｏｖ∗ｈｑ－５. ２９３∗∗（２. ２５８）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｈｑ－０. ０６１１∗∗（０. ０２１５）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｉｍ０. １０１∗∗∗（０. ０１６７）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｉｍ０. ０４０８（０. ０４６０）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｈｑ＿ｃｈｏｒ－１. ３６７∗（０. ６６７）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｈｑ＿ｃｈｏｒ－０. １５１（０. ７０９）ｈｑ０. ０１８２（０. ０２１８）－０. ０００４８０∗∗（０. ０００１８０）ｉｍ－０. ０００５２０∗∗∗（０. ０００１６０）－０. ０００５１０∗∗（０. ０００１９０）ｈｑ＿ｃｈｏｒ０. ０６８９（０. １６７）０. ０６６９（０. １６４）Ｄ＿ｐｒｏｖ－０. ０５７３∗（０. ０３２３）－０. ２２４∗∗∗（０. ０５０３）０. ８０５∗（０. ４５６）１ １ １２０２３年第６期续表４变量（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐ（５）ｏｖｅｒｌａｐ（６）ｏｖｅｒｌａｐＤ＿ｃｉｔｙ－０. ０３１０∗（０. ０１４８）－０. ０７３０（０. ０４９３）０. ０５８３（０. ４４６）ＣＶ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓａｄｊ． Ｒ２０. １５３ ０. １５３ ０. １５４ ０. １５３ ０. １０９ ０. １０９Ｎ ８４８０ ８４８０ ８４８０ ８４８０ ５２５４ ５２５４　 　 注：第（５）、（６）列未控制行业层面固定效应，以保留ｈｑ＿ｃｈｏｒ 的估计系数。表４表明，总部服务依赖程度更高的企业不论发生跨省还是跨市的搬迁，更有可能对供应关系进行重新调整（表４第（１）、（２）列交互项系数显著为负）；而中间品依赖程度高的企业在搬迁总部后，并无显著的供应关系调整效应，且由于跨省迁移带来的新供应商搜寻成本提高，企业会进一步加深与原供应关系的合作与联系（表４第（３）、（４）列交互项系数显著为正或不显著）。 以上结果支持了理论分析中总部服务与中间投入品密集程度对搬迁后供应关系变更的预测（假设１）。 结果也支持了不同生产组织方式的差异性：如果总部服务在生产中占据重要地位，搬迁后企业会依据总部所在地生产优势进行供应关系的重新调整与布局；相反，若中间投入品在企业生产中起到更关键的作用，那么即使搬迁，企业并不会轻易调整现有供应关系布局，因为企业不得不承担放弃原有供应关系的高昂成本。 使用Ｃｈｏｒ ＆Ｍａ（２０２０）对总部服务依赖程度的行业估计值（ｈｑ＿ｃｈｏｒ）的回归结果依旧稳健（表４第（５）列），说明本文对总部服务依赖度代理变量的选取具有一定合理性。（二）旧供应关系的维系成本总部搬迁距离。 首先，与省际迁移和市际迁移相对应，本文根据搬迁前后省份和城市的差异计算了企业迁移前后总部之间的地理距离，并在基准回归中将解释变量替换为省际搬迁距离（ｄｉｓｔ＿ｐｒｏｖ）与市际搬迁距离（ｄｉｓｔ＿ｃｉｔｙ），结果见表５面板Ａ第（１）、（２）列。 两列估计结果均显著为负，意味着供应关系调整的幅度和可能性随企业总部迁移距离上升，反映了随着搬迁距离的扩大，企业维系、监督与协调原有供应关系的难度和成本增加，因此更可能调整现有供应关系（假设２）。 需要注意的是，当在回归中引入迁移距离与企业总部服务或中间投入依赖度的交互项时（表５面板Ａ第（３）、（４）列），估计结果在表４的基础进一步验证了关于总部服务依赖程度的假设：当中间投入品依赖程度较高时，即使是远距离的总部搬迁，企业亦会选择保留原有供应关系布局（第（３）列交互项系数显著为正）；而当总部服务依赖度较高时，远距离的总部搬迁会促使企业更大幅度地更换原有供应关系（第（４）列系数显著为负），尽可能地利用搬迁后总部所在地的资源优势组织生产。 以上结果说明，供应关系布局是同时受到地理距离、生产组织特征等多种因素影响的综合结果。供应关系距离。 遵循已有文献做法（Ｇｉｒｏｕｄ，２０１３），我们进一步以企业搬迁后与供应商或客户的关系距离来度量供应关系维系成本。 显然，由于总部发生了搬迁，与距离总部新址遥远的旧伙伴的合作成本会随之上升：企业不仅面临较高的地理运输成本，也难以像以前那样对供应关系进行有效管理与监督，增加了原有供应关系的维系难度。 本文利用百度地图ＡＰＩ 接口计算基于高速路网的企业与贸易伙伴之间的通行距离刻画这种关系距离（ｔｄｉｓｔ）。供应关系粘性。 旧有供应关系粘性也影响着企业维系原有供应关系的概率：企业与原有供应关系持续年限越长，在总部迁移之后对该供应关系的替代概率也越低。 本文采用与供应商或２ １ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化客户的关系持续年限（ｄｕｒａｔｉｏｎ）刻画供应关系的持久性。 本文在基准回归中引入供应关系持续年限（ｄｕｒａｔｉｏｎ）、供应关系距离（ｔｄｉｓｔ）与总部搬迁变量（Ｄ＿ｐｒｏｖ，Ｄ＿ｃｉｔｙ）的交互项，结果见表５面板Ｂ。结果显示，更持久的供应关系即使在上市公司总部迁移后也更有可能存续下去（表５面板Ｂ第（１）、（２）列中交互项显著为正）。 进一步计算表明，当原有供应关系持续年限高于２. ３７５年（０. １２４／ ０. ０５２２，ｄｕｒａｔｉｏｎ中位数为２）时，在总部迁移冲击下由于关系粘性不会造成供应关系的突然断裂；针对供应关系持续年限的边际影响，在发生省际总部迁移的企业中，供应关系持久性每延长１年，供应关系重叠度平均增加约０. １２５（０. ０５２２＋０. ０７３１）。 当企业与原有供应关系距离更加遥远时，在受到总部迁移冲击后，会有放弃远端供应关系的倾向（表５面板Ｂ第（３）、（４）列交互项取值１时系数显著为负），证实了由于远距离供应关系带来的高昂维系与监督成本，使得企业可能放弃与原有贸易伙伴的合作。表５ 迁移距离的差异性影响估计面板Ａ（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐ面板Ｂ（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐｄｉｓｔ＿ｐｒｏｖ－０. ０１８３∗∗∗（０. ００４４５）－０. ０３７０∗∗∗（０. ０１０２）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｄｕｒａｔｉｏｎ０. ０５２２∗∗∗（０. ０１５０）ｄｉｓｔ＿ｃｉｔｙ－０.００９３１∗∗∗（０. ００２９２）－０.００８８１∗∗∗（０. ００２７３）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｄｕｒａｔｉｏｎ０. ０４４７∗∗（０. ０１８０）ｄｉｓｔ＿ｐｒｏｖ∗ｉｍ０. ０１７４∗∗∗（０. ００５０９）ｄｕｒａｔｉｏｎ０. ０７３１∗∗∗（０. ００６５５）０. ０７２９∗∗∗（０. ００６５６）ｄｉｓｔ＿ｃｉｔｙ∗ｈｑ－０. ０１１８∗∗（０. ００４８０）Ｄ＿ｐｒｏｖ－０. １２４∗∗∗（０. ０３６２）ｉｍ－０.０００５２０∗∗∗（０.０００１７０）Ｄ＿ｃｉｔｙ－０. １００∗∗（０. ０３７１）ｈｑ－０.０００４８０∗∗（０.０００１８０）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｔｄｉｓｔ （＝１）－０.００７１４∗∗∗（０. ００１９９）＝０－０.００２１０∗∗（０.０００８００）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｔｄｉｓｔ（＝１）－０.００４１７∗∗（０.００１７９）＝０－０.００２１３∗∗（０.０００７７）ＣＶ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ＣＶ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓａｄｊ． Ｒ２０. １４５ ０. １４４ ０. １４５ ０. １４４ ａｄｊ． Ｒ２０. ２９４ ０. ２９４ ０. １５１ ０. １５１Ｎ ８４８８ ８４８８ ８４８０ ８４８０ Ｎ ８４８８ ８４８８ ８２９４ ８２９４　 　 （三）新供应关系的搜寻效率１． 基于国内贸易网络的搜寻效率随着供应商—客户网络的不断演进，国内贸易网络逐渐成为企业获取商业信息与资源的重要渠道，企业可以凭借自身在贸易网络中的地位有效搜寻可供利用的商业信息与资源（Ｃｈａｎｅｙ，２０１４；Ａｎｔｒａｓ ｅｔ ａｌ．，２０１７；包群和但佳丽，２０２１）。 内嵌于企业自身的网络结构属性降低了建立新３ １ １２０２３年第６期供应关系的额外固定成本，提升了企业搜索商业资源的效率，并有助于企业主动寻找与建立新供应关系。 为反映企业在贸易网络中的位置重要性，我们根据企业在贸易网络中的邻近结构和最短距离构造了反映资源搜寻效率的指标ｓｅａｒｃｈ。 具体地，首先使用Ｄｉｊｋｓｔｒａ算法计算贸易网络中某企业与其余所有企业之间的最短路径，计算得到某企业与该年所有与其有直接或间接路径企业之间的最短路径长度；再计算最短路径长度的均值以刻画该企业在贸易网络中与其余可能与其有关联节点之间的平均距离，取其倒数即为搜寻效率。 考虑企业在贸易网络中能接触到的节点数对搜寻效率的影响偏差，我们将平均距离倒数再乘以当年能接触到的节点企业数，详见（１０）式。ｓｅａｒｃｈｉｔ＝Ｑ２（Ｈｉｔ）∑ｋ∈Ｈｉｔ；ｋ≠ｉｄｉｓｔｋｉ（１０）　 　 （１０）式中ｓｅａｒｃｈｉｔ表示节点ｉ 在ｔ 年的商业资源搜寻效率，Ｈｉｔ代表ｔ 年与节点ｉ 有直接或间接路径的节点集合，Ｑ（Ｈｉｔ）表示Ｈｉｔ集合中的节点个数，ｄｉｓｔｋｉ 为节点ｋ与ｉ 之间的最短路径长度，最短为１，最长为Ｉｎｆ，此处剔除与ｉ 无间接关联的节点（最短路径取值为Ｉｎｆ 的节点）。 若某企业距其余企业平均最短路径越短，那么该企业能够更便捷地搜索到邻近的贸易伙伴、获取商业资源，有助于其在总部迁移后寻找新贸易伙伴。２． 基于数字技术的搜寻效率随着数字技术向社会经济各领域迅速地渗透和崛起，企业寻找和利用商业资源的模式也发生了深刻变化。 数字技术促进了商业信息在微观主体之间的流转与传播，缩短了企业间的贸易距离、部分缓解了信息传递摩擦，从而对商业资源搜索效率产生重要影响。 据此，本文构建了反映上市公司数字技术应用程度的指标（ｄｉｇｉｔａｌ）。 已有文献通常采用无形资产中软件资产余额等代理指标来测度数字赋能水平，但这一做法容易低估企业应用数字技术的真实状况，故本文运用Ｐｙｔｈｏｎ爬虫和文本挖掘技术搜集和整理上市公司年报中有关数字技术应用的相关信息。 通过拆分和提取其中有关数字技术应用的关键词，我们以这些关键词在年报中的逆文档概率词频（ＴＦ⁃ＩＤＦ）衡量一个企业在特定年份的数字赋能程度（ｄｉｇｉｔａｌ），具体见（１１）式。①参照Ｃｈｅｎ＆Ｓｒｉｎｉｖａｓａｎ（２０２３）并根据本文研究需要选取数字技术应用的关键词，最后确定了数字赋能指标计算的词典集合Ｄ。②本文构建的数字赋能指数（ｄｉｇｉｔａｌ）反映了上市公司依托大数据、云计算以及人工智能等数字技术高效利用商业资源和信息、拓展供应关系的能力。ｄｉｇｉｔａｌｉｔ＝∑ｄ∈ＤＴＦｄｉｔ·ＩＤＦｄｔ（１１）　 　 我们将两类商业资源搜寻效率指标（ｓｅａｒｃｈ和ｄｉｇｉｔａｌ）及其与总部迁移的交互项引入基准回归，得到结果见表６面板Ａ。 可以发现，不论是基于国内贸易网络还是数字技术的商业资源搜索效率，均有助于企业在受到总部搬迁冲击后更好地寻找新供应关系并积极调整供应关系布局（表６面板Ａ第（１）—（３）列交互项系数均显著为负）。 支持了理论分析部分对新供应商搜寻效率的预测（假设３），意味着如果企业拥有较强的商业资源搜寻能力，则在搬迁总部之后能够更好地利用迁移后总部所在地资源和区位优势，搜寻到适宜的新贸易合作伙伴来替代原有供应关系。４ １ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化①②逆文档频率的计算逻辑是：某一词条在某份特定文档中的重要程度随词频增加而增加，但同时随其在语料库中出现的次数增加而下降，换言之，若某词条在一个文档中出现的词频（ＴＦ）越高，并且在其他文档中较少出现（ＩＤＦ），那么说明该词条对该份文档而言很重要，具有较好的区分能力。 因此（１１）式中ＴＦｄｉｔ代表词条ｄ在ｉ 企业ｔ 年年报中的词频，ＩＤＦｄｔ 则为词条ｄ在ｔ 年语料库（ｔ 年所有上市公司财报的文档集合）中的逆文档频率———包含该词条的文档比例的倒数，词条ｄ属于词典Ｄ集合。数字赋能指标词典集合Ｄ包括“ＡＩ 技术、人工智能、计算机技术、信息技术、智能化、自动化、神经网络、虚拟现实、数据科学、数据挖掘、数字化、信息化、信息化战略、生物识别、人脸识别、机器学习、深度学习、自然语言处理、图像识别、语音识别、云计算、云平台、云安全、物联网”等关键词。３． 供应关系的专用性与可替代性供应关系专用性。 我们依据Ｎｕｎｎ（２００７）对行业契约密集度的分类，将上市公司的供应商或客户产品依据其经营范围划分为差异化产品和同质化产品，定义差异化产品变量（ｄｉｆｆ，取值为１表示差异化产品，取值为０表示同质化产品）。 差异化产品反映了企业与贸易对象之间的关系专用性，所贸易产品差异化程度越高，则该条供应关系专用化程度越高，企业搜寻和替换该供应关系的难度和成本也更高，总部的搬迁冲击更稳固了企业与差异化产品合作对象之间的供应关系。供应关系可替代性。 贸易伙伴在国内贸易网络中的影响力限制了企业更替供应关系的能力。由于现代贸易关系网络日益复杂，企业的网络地位对供应关系选择产生了愈加重要的影响。 与那些位于贸易网络边缘地带的企业相比，核心地位企业不仅拥有更丰富的商业信息资源，而且在维系贸易网络关系中也扮演了重要的枢纽角色，决定了核心企业的贸易网络链接作用难以被其他类型企业所替代。 我们预期旧有贸易伙伴在贸易网络中越处于中心地位，企业对核心贸易伙伴的依赖性也越大，企业放弃与其商业合作的机会成本越高，同时也越难以找到适宜的其余合作对象。 为了反映贸易网络地位的差异性，本文采用ＰａｇｅＲａｎｋ算法测度了基于国内贸易网络的伙伴企业中心度指标（ｃｅｎｔｒａｌ）。 中心度指标的赋值越高，代表企业在贸易网络中占据更重要的位置。表６ 总部搬迁的供应关系变更影响估计（搜寻效率与搜寻成本的影响）面板Ａ（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐ面板Ｂ（１）ｏｖｅｒｌａｐ（２）ｏｖｅｒｌａｐ（３）ｏｖｅｒｌａｐ（４）ｏｖｅｒｌａｐＤ＿ｐｒｏｖ∗ｓｅａｒｃｈ－０. ４４２∗∗（０. １９２）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｄｉｆｆ０. ４５７∗∗（０. １７９）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｓｅａｒｃｈ－０. ２６０∗∗（０. １０８）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｄｉｆｆ０. ３２３∗∗∗（０. ０９３７）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｄｉｇｉｔａｌ－０. ５７８∗∗∗（０. １１５）Ｄ＿ｐｒｏｖ∗ｃｅｎｔｒａｌ１. ４０３∗∗（０. ５５５）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｄｉｇｉｔａｌ－０. ０４４４（０. ３６１）Ｄ＿ｃｉｔｙ∗ｃｅｎｔｒａｌ０. １５８（０. ２４３）ｓｅａｒｃｈ０. ０４３５（０. ０５２９）０. ０７０５（０. ０５５６）ｄｉｆｆ－０. ０４２７（０. ０３１０）－０. ０４４０（０. ０３０９）ｄｉｇｉｔａｌ－０. ０２６０∗（０. ０１４５）－０. ０２６１∗（０. ０１４５）ｃｅｎｔｒａｌ－０. ０１４８（０. ０４３６）０. ０６９４（０.０４７２）Ｄ＿ｐｒｏｖ－０. ０２０１（０. ０３８５）－０. ００８９２（０. ０５２２）Ｄ＿ｐｒｏｖ－０. ３６４∗∗（０. １２５）－０. １５７∗∗（０. ０５７５）Ｄ＿ｃｉｔｙ－０. ００２０９（０. ０２６１）－０. ００６７４（０. ０２１５）Ｄ＿ｃｉｔｙ－０. ０９３６（０. ０６１８）－０.０３８０（０.０３７１）ＣＶ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ＣＶ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓａｄｊ． Ｒ２０. １５４ ０. １５３ ０. １５４ ０. １５３ ａｄｊ． Ｒ２０. １０５ ０. １０６ ０. １５４ ０. １５４Ｎ ８４８８ ８４８８ ８４６７ ８４６７ Ｎ ９８８ ９８８ ８４８８ ８４８８　 　 在基准回归中纳入ｄｉｆｆ、ｃｅｎｔｒａｌ 及其分别与搬迁变量的交互项，结果见表６面板Ｂ。 我们发现总部搬迁带来的供应关系调整受供应关系专用性与网络影响力的影响。 具体而言，若该企业的贸５ １ １２０２３年第６期易伙伴所提供或需求的产品属于差异化产品，则该公司在搬迁总部之后与旧有供应关系的合作和联系会进一步加强（表６面板Ｂ第（１）、（２）列交互项系数显著为正），这一结果在跨省和跨市搬迁样本中均成立。同时，如果企业现有贸易伙伴具有更强影响力，那么即便受到经营环境的变化冲击，企业也难以放弃这类供应关系（表６面板Ｂ第（３）、（４）列交互项系数显著为正或不显著），即企业在变更总部后，会选择继续维系或加强与强影响力贸易伙伴之间的合作。 本文还计算了供应关系影响强度对企业总部迁移行为影响的临界值，发现当贸易对象的中心度低于０. １１２时（０. １５７／ １. ４０３，ｃｅｎｔｒａｌ 中位数为０. １１６），企业的总部迁移行为会使得供应关系重叠度下降。五、总结性评述企业如何选择供应关系的空间分布？ 以上市公司总部搬迁作为冲击背景，本文考察了国内贸易网络与地理距离对供应关系更替的具体影响，主要研究结论如下：首先，本文基于Ａｎｔｒａｓ ＆Ｈｅｌｐｍａｎ（２００４）模型，构建了总部搬迁影响供应商选择的理论模型，指出供应商更换决策取决于总部服务依赖程度（或投入品重要性）、新供应商搜寻成本以及旧供应商维系成本的综合影响。 具体地，企业生产对投入品的依赖程度越小（或者总部服务的重要性越强）、新供应商搜寻成本越低以及旧供应商的维系成本越高，企业在总部搬迁之后越有可能在迁入地选择新供应商，实现对原有供应关系的替代。其次，以企业总部迁移为冲击事件，本文采用多期倍差法分析了搬迁行为对处理组企业供应关系选择的影响。 结果表明，总部搬迁后的企业总体表现出更频繁的供应关系更替行为，且主要体现在远距离的外省搬迁企业中，省内市外搬迁企业样本不显著。 我们进一步考察了企业生产组织方式、旧供应关系维系成本以及新供应关系搜寻效率的重要作用。 （１）总部服务依赖程度越高的企业倾向于在搬迁总部后重新调整供应关系的布局，而中间投入品依赖程度更高的搬迁企业选择继续维持原有供应关系，表明内部生产组织差异对供应关系选择起到了重要影响。 （２）随着迁移距离的增加、供应关系持续年限越长、供应关系距离越远，企业越容易在总部迁移后更换原有供应关系，表明远距离供应关系带来更高的监督、协调成本和难度，从而影响着供应关系的最优决策。 此外，企业的搜寻效率越低、供应关系专用性与关系强度越高，在搬迁总部后，越难以更替旧有供应关系，反映了企业发掘和利用新供应关系的能力受到搜寻成本增加的掣肘。本文不仅为理解供应关系的空间分布提供了有益的经验证据，而且具有一定的研究启示。随着现代市场组织方式与分工格局日益复杂，灵活、有效的供应关系选择与管理对企业经营生产具有关键意义。 当前经济形势不确定性加剧、以中美贸易摩擦为代表的贸易保护主义重新兴起都提醒我们供应商关系管理的重要性，尤其是在全球供应链脆弱性与商业环境不确定性中如何谨慎应对供应关系危机冲击。 首先，正如本文强调的，企业通常具有不同的内部生产组织方式，需要依据中间品供应商在生产投入中的重要性来理性选择供应关系。 本文证实了，尽管供应关系经常频繁更替，但合作伙伴的持久性仍然对企业经营具有重要意义，持续期限长久的供应关系能够通过提供有益的合作信任、缓解监督成本促进合作效率，尤其对高依赖度的专用性投入品供应商更是如此。 其次，在面临总部搬迁或者其他商业环境变化时，企业资源搜寻效率决定了其能否及时、快速地寻求到合适的新供应关系，以应对原有供应关系中断或者破裂带来的冲击。 本文研究表明，搜寻效率不仅取决于企业自身的商业努力（例如，数字经济背景下利用数字技术获取商业资源的能力），而且也与企业所处的国内贸易网络环境密切相关，即借助已有贸易伙伴网络间接获取市场信息，通过间接贸易关联寻求潜在的合作伙伴。 最后，由于现代商业体系日益错综复杂，决定了企业的供应关系选择受到多种因素的综合影响，需要企业理性、谨慎地依据生产组织状况与外部市场环境不断调整经营策略。 既要有效维系核心供应关系的合作持久性、增强商６ １ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化业合作关系的韧性，也要拓展潜在新供应关系的搜寻能力、促进供应关系的多元化，以灵活调整供应关系的空间分布与地理选择，这对企业有效应对与防范高度不确定性的现代商业风险意义重大。参考文献包群、但佳丽，２０２１：《网络地位、共享商业关系与大客户占比》，《经济研究》第１０期。范剑勇、刘念、刘莹莹，２０２１：《地理距离、投入产出关系与产业集聚》，《经济研究》第１０期。黄张凯、刘津宇、马光荣，２０１６：《地理位置、高铁与信息：来自中国ＩＰＯ市场的证据》，《世界经济》第１０期。李兵、李柔，２０１７：《互联网与企业出口：来自中国工业企业的微观经验证据》，《世界经济》第７期。李敬、刘洋，２０２２：《中国国民经济循环：结构与区域网络关系透视》，《经济研究》第２期。戚聿东、肖旭，２０２０：《数字经济时代的企业管理变革》，《管理世界》第６期。吴群锋、杨汝岱，２０１９：《网络与贸易：一个扩展引力模型研究框架》，《经济研究》第２期。Ａｌｌｅｎ，Ｔ．，２０１４，“ＩｎｆｏｒｍａｔｉｏｎＦｒｉｃｔｉｏｎｓｉｎＴｒａｄｅ”，Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，８２（６），２０４１—２０８３．Ａｍｉｔｉ，Ｍ．，ａｎｄＪ．，Ｋｏｎｉｎｇｓ，２００７，“ＴｒａｄｅＬｉｂｅｒａｌｉｚａｔｉｏｎ，ＩｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅＩｎｐｕｔｓ，ａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＩｎｄｏｎｅｓｉａ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，９７（５），１６１１—１６３８．Ａｎｄｅｒｓｏｎ，Ｊ． Ｅ．，ａｎｄＥ．，ｖａｎＷｉｎｃｏｏｐ，２００４，“ＴｒａｄｅＣｏｓｔｓ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ＥｃｏｎｏｍｉｃＬｉｔｅｒａｔｕｒｅ，４２（３），６９１—７５１．Ａｎｔｒａｓ，Ｐ．，２００３，“Ｆｉｒｍｓ，Ｃｏｎｔｒａｃｔｓ，ａｎｄＴｒａｄｅＳｔｒｕｃｔｕｒｅ”，ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１１８（４），１３７５—１４１８．Ａｎｔｒａｓ，Ｐ．，Ｔ． Ｃ．，Ｆｏｒｔ，ａｎｄＦ．，Ｔｉｎｔｅｌｎｏｔ，２０１７，“ＴｈｅＭａｒｇｉｎｓｏｆ Ｇｌｏｂａｌ Ｓｏｕｒｃｉｎｇ：ＴｈｅｏｒｙａｎｄＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＵＳＦｉｒｍｓ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１０７（９），２５１４—２５６４．Ａｎｔｒａｓ，Ｐ．，ａｎｄＥ．，Ｈｅｌｐｍａｎ，２００４，“Ｇｌｏｂａｌ Ｓｏｕｒｃｉｎｇ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１１２（３），５５２—５８０．Ａｎｔｒａｓ，Ｐ．，ａｎｄＥ．，Ｈｅｌｐｍａｎ，２００６，“Ｃｏｎｔｒａｃｔｕａｌ ＦｒｉｃｔｉｏｎｓａｎｄＧｌｏｂａｌ Ｓｏｕｒｃｉｎｇ”，ＮＢＥＲＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ １２７４７．Ｂａｒｒｏｔ，Ｊ． Ｎ．， ａｎｄ Ｓａｕｖａｇｎａｔ， Ｊ．，２０１６， “Ｉｎｐｕｔ Ｓｐｅｃｉｆｉｃｉｔｙ ａｎｄ ｔｈｅ Ｐｒｏｐａｇａｔｉｏｎ ｏｆ Ｉｄｉｏｓｙｎｃｒａｔｉｃ Ｓｈｏｃｋｓ ｉｎ Ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ Ｎｅｔｗｏｒｋｓ”，ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１３１（３），１５４３—１５９２．Ｂｅｒｎａｒｄ，Ａ． Ｂ．， Ａ．， Ｍｏｘｎｅｓ， ａｎｄ Ｙ． Ｕ．， Ｓａｉｔｏ， ２０１９， “Ｐｒｏｄｕｃｔｉｏｎ Ｎｅｔｗｏｒｋｓ， Ｇｅｏｇｒａｐｈｙ， ａｎｄ ＦｉｒｍＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ”， Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＰｏｌｉｔｉｃａｌ Ｅｃｏｎｏｍｙ，１２７（２），６３９—６８８．Ｂｉｓｚｔｒａｙ，Ｍ．，Ｍ．，Ｋｏｒｅｎ，ａｎｄＡ．，Ｓｚｅｉｄｌ，２０１８，“ＬｅａｒｎｉｎｇｔｏＩｍｐｏｒｔ ｆｒｏｍＹｏｕｒ Ｐｅｅｒｓ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１１５，２４２—２５８．Ｃａｊａｌ⁃Ｇｒｏｓｓｉ，Ｊ．， Ｍａｃｃｈｉａｖｅｌｌｏ， Ｒ．， ａｎｄ Ｇ．， Ｎｏｇｕｅｒａ， ２０２０， “Ｂｕｙｅｒｓ' Ｓｏｕｒｃｉｎｇ Ｓｔｒａｔｅｇｉｅｓ ａｎｄ Ｓｕｐｐｌｉｅｒｓ' Ｍａｒｋｕｐｓ ｉｎ ＢａｎｇｌａｄｅｓｈｉＧａｒｍｅｎｔｓ”，ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ．Ｃａｒｖａｌｈｏ，Ｖ． Ｍ．，Ｍ．，Ｎｉｒｅｉ，Ｙ． Ｕ．，Ｓａｉｔｏ，ａｎｄＡ．，Ｔａｈｂａｚ⁃Ｓａｌｅｈｉ，２０２１，“ＳｕｐｐｌｙＣｈａｉｎＤｉｓｒｕｐｔｉｏｎｓ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍｔｈｅＧｒｅａｔ ＥａｓｔＪａｐａｎＥａｒｔｈｑｕａｋｅ”，ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１３６（２），１２５５—１３２１．Ｃｈａｎｅｙ，Ｔ．，２０１４，“ＴｈｅＮｅｔｗｏｒｋＳｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｔｒａｄｅ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１０４（１１），３６００—３６３４．Ｃｈｅｎ， Ｓ．， Ｘ．， Ｙａｎ， ａｎｄ Ｂ．， Ｙａｎｇ， ２０２０， “Ｍｏｖｅ ｔｏ Ｓｕｃｃｅｓｓ？ Ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｓ Ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ， Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｆａｖｏｒｉｔｉｓｍ， ａｎｄ ＣｏｒｐｏｒａｔｅＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ＣｏｒｐｏｒａｔｅＦｉｎａｎｃｅ，６４，１０１６９８．Ｃｈｅｎ，Ｗ．，ａｎｄＳ．，Ｓｒｉｎｉｖａｓａｎ，２０２３，“ＧｏｉｎｇＤｉｇｉｔａｌ：Ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒ ＦｉｒｍＶａｌｕｅａｎｄＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ”，Ｒｅｖｉｅｗｏｆ ＡｃｃｏｕｎｔｉｎｇＳｔｕｄｉｅｓ，Ｆｏｒｔｈｃｏｍｉｎｇ．Ｃｈｏｒ，Ｄ．，ａｎｄＬ．，Ｍａ，２０２０，“ＣｏｎｔｒａｃｔｉｎｇＦｒｉｃｔｉｏｎｓｉｎＧｌｏｂａｌ Ｓｏｕｒｃｉｎｇ：Ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓｆｏｒ Ｗｅｌｆａｒｅ”，ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ．Ｄｈｙｎｅ，Ｅ．，Ａ． Ｋ．，Ｋｉｋｋａｗａ，Ｍ．，Ｍｏｇｓｔａｄ，ａｎｄＦ．，Ｔｉｎｔｅｌｎｏｔ，２０２１，“ＴｒａｄｅａｎｄＤｏｍｅｓｔｉｃＰｒｏｄｕｃｔｉｏｎＮｅｔｗｏｒｋｓ”，Ｒｅｖｉｅｗｏｆ ＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，８８（２），６４３—６６８．Ｆｅｒｎａｎｄｅｓ，Ａ． Ｐ．，ａｎｄＨ．，Ｔａｎｇ，２０１４，“ＬｅａｒｎｉｎｇｔｏＥｘｐｏｒｔ ｆｒｏｍＮｅｉｇｈｂｏｒｓ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，９４（１），６７—８４．Ｇｉｒｏｕｄ，Ｘ．，２０１３，“ＰｒｏｘｉｍｉｔｙａｎｄＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ：ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＰｌａｎｔ⁃Ｌｅｖｅｌ Ｄａｔａ”，ＱｕａｒｔｅｒｌｙＪｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１２８（２），８６１—９１５．Ｇｏｐｉｎａｔｈ，Ｇ．，ａｎｄＢ．，Ｎｅｉｍａｎ，２０１４，“ＴｒａｄｅＡｄｊｕｓｔｍｅｎｔ ａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｉｎ Ｌａｒｇｅ Ｃｒｉｓｅｓ”，Ａｍｅｒｉｃａｎ ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１０４（３），７９３—８３１．Ｈａｌｐｅｒｎ，Ｌ．，Ｍ．，Ｋｏｒｅｎ，ａｎｄＡ．，Ｓｚｅｉｄｌ，２０１５，“ＩｍｐｏｒｔｅｄＩｎｐｕｔｓａｎｄＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ”，ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，１０５（１２），３６６０—３７０３．Ｈａｒｔ，Ｏ．，ａｎｄＪ．，Ｍｏｏｒｅ，１９９９，“Ｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｓｏｆ ＣｏｎｔｒａｃｔｓＩｎｃｏｍｐｌｅｔｅ”，Ｒｅｖｉｅｗｏｆ ＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，６６（１），１１５—１３８．Ｌｉｕ，Ｒ．，Ｓｃｈｏｌｎｉｃｋ，Ｂ．，ａｎｄＡ．，Ｆｉｎｎ，２０１７，“ＴｈｅＣｏｍｐｌｅｘｉｔｙｏｆ ＯｕｔｓｏｕｒｃｅｄＳｅｒｖｉｃｅｓａｎｄｔｈｅＲｏｌｅｏｆ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ＢｕｓｉｎｅｓｓＴｒａｖｅｌ”，Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ＥｃｏｎｏｍｉｃＧｅｏｇｒａｐｈｙ，１７（３），６６１—６８４．Ｎｕｎｎ，Ｎ．， ２００７， “Ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ⁃Ｓｐｅｃｉｆｉｃｉｔｙ， Ｉｎｃｏｍｐｌｅｔｅ Ｃｏｎｔｒａｃｔｓ， ａｎｄ ｔｈｅ Ｐａｔｔｅｒｎ ｏｆ Ｔｒａｄｅ”， Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１２２（２），５６９—６００．７ １ １２０２３年第６期ＤｏｍｅｓｔｉｃＴｒａｄｅＮｅｔｗｏｒｋ，Ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃａｌ ＤｉｓｔａｎｃｅａｎｄＬｏｃａｌｉｚａｔｉｏｎｏｆ ＳｕｐｐｌｉｅｒｓＢＡＯＱｕｎ，ＤＡＮＪｉａｌｉ ａｎｄＷＡＮＧＹｕｎｔｉｎｇ（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｎａｎｋａｉ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ）Ｓｕｍｍａｒｙ：Ａｓ ｔｈｅ ｍｏｄｅｒｎ ｔｒａｄｅ ｎｅｔｗｏｒｋ ｂｅｃｏｍｅｓ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｌｙ ｃｏｍｐｌｉｃａｔｅｄ， ｅｆｆｅｃｔｉｖｅ ａｎｄ ｆｌｅｘｉｂｌｅ ｓｕｐｐｌｉｅｒ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｍａｎａｇｅｍｅｎｔ ｉｓｃｒｉｔｉｃａｌ ｔｏｔｈｅｂｕｓｉｎｅｓｓｏｐｅｒａｔｉｏｎａｎｄｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｏｆ ｆｉｒｍｓ． Ｂｙｉｎｔｒｏｄｕｃｉｎｇｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎａｓａｎｅｖｅｎｔｓｔｕｄｙ，ｗｅ ａｉｍａｔ ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｎｇ ｈｏｗｔｈｅ ｃｈａｎｇｅ ｉｎｇｅｏｇｒａｐｈｉｃ ｄｉｓｔａｎｃｅ ａｆｆｅｃｔｓ ｔｈｅ ｃｈｏｉｃｅ ｏｆ ｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｉｎｔｈｅ ｄｏｍｅｓｔｉｃｔｒａｄｅ ｎｅｔｗｏｒｋ． Ｗｅ ｄｅｖｅｌｏｐａｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ｆｒａｍｅｗｏｒｋｂａｓｅｄｏｎｔｈｅｉｎｃｏｍｐｌｅｔｅｃｏｎｔｒａｃｔ ｍｏｄｅｌ ｏｆ Ａｎｔｒａｓ＆Ｈｅｌｐｍａｎ（２００４），ａｎｄｏｕｒ ｍｏｄｅｌ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｃｈａｎｇｅ ｏｆ ｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｅｓｓｅｎｔｉａｌｌｙ ｄｅｐｅｎｄｓ ｏｎｔｈｅ ｔｒａｄｅ⁃ｏｆｆ ｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅ ｓｅａｒｃｈｃｏｓｔ ｏｆ ｎｅｗｓｕｐｐｌｉｅｒｓ ａｎｄｔｈｅ ｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ｃｏｓｔ ｏｆ ｔｈｅ ｏｌｄｏｎｅｓ． Ｏｎｃｅ ｔｈｅｉｒ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｓ ｈａｖｅ ｂｅｅｎｒｅｌｏｃａｔｅｄ，ｆｉｒｍｓ ｈａｖｅ ｔｏ ｐａｙ ｈｉｇｈｅｒｃｏｓｔｓ ｔｏ ｍａｉｎｔａｉｎ ｔｈｅｉｒ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｐａｒｔｎｅｒｓｈｉｐ ｗｉｔｈ ｔｈｅｉｒ ｏｌｄ ｓｕｐｐｌｉｅｒｓ ａｓ ｔｈｅ ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃ ｄｉｓｔａｎｃｅ ｂｅｃｏｍｅｓ ｌａｒｇｅｒ． Ｌｏｎｇｅｒｄｉｓｔａｎｃｅ ｎｏｔ ｏｎｌｙ ｃａｕｓｅｓ ｈｉｇｈｅｒ ｔｒａｎｓｐｏｒｔａｔｉｏｎｃｏｓｔｓ ｏｆ ｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅ ｇｏｏｄｓ ｐｒｏｖｉｄｅｄｂｙ ｄｉｓｔａｎｔ ｓｕｐｐｌｉｅｒｓ，ｂｕｔ ａｌｓｏ ｌｅａｄｓ ｔｏｈｉｇｈｅｒ ｃｏｓｔｓ ｔｏ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｌｙ ｍｏｎｉｔｏｒ ａｎｄｃｏｎｔｒｏｌ ｉｎｐｕｔｓ ｏｆ ｔｈｅｉｒ ｏｌｄｓｕｐｐｌｉｅｒｓ （Ｇｉｒｏｕｄ，２０１３）． Ｈｅｎｃｅ，ｉｔ ｉｓ ｍｏｒｅ ｌｉｋｅｌｙ ｆｏｒｆｉｒｍｓ ｔｏ ｒｅｐｌａｃｅ ｔｈｅｉｒ ｏｌｄｓｕｐｐｌｉｅｒｓ ｏｎｃｅ ｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ｃｏｓｔ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ ａｆｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｏｎｔｈｅ ｏｔｈｅｒ ｈａｎｄ，ｆｉｒｍｓ ｈａｖｅ ｔｏ ｐａｙｓｅａｒｃｈｃｏｓｔｓ ｔｏ ｆｉｎｄｓｕｉｔａｂｌｅ ｎｅｗｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｄｕｅ ｔｏ ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ ｆｒｉｃｔｉｏｎｓ ａｎｄｍｉｓｍａｔｃｈｅｓ ｏｆ ｂｕｙｅｒ⁃ｓｅｌｌｅｒ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ（Ａｌｌｅｎ，２０１４；Ｃｈａｎｅｙ，２０１４；Ａｎｔｒａｓ ｅｔ ａｌ．，２０１７；Ｂｅｒｎａｒｄｅｔ ａｌ．，２０１９）． Ｉｔ ｏｆｔｅｎｔａｋｅｓ ｔｉｍｅ ｆｏｒ ｆｉｒｍｓ ｔｏ ｓｅｅｋｐｏｔｅｎｔｉａｌｎｅｗｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｉｎｔｈｅ ｌｏｃａｌ ｍａｒｋｅｔ ｄｕｅ ｔｏ ｌａｃｋｏｆ ｋｎｏｗｌｅｄｇｅ． Ｂｙ ｅｎｄｏｇｅｎｉｚｉｎｇ ｔｈｅ ｄｅｃｉｓｉｏｎｏｆ ｓｕｐｐｌｉｅｒ ｓｅｌｅｃｔｉｏｎ，ｔｈｅｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｓｏｌｕｔｉｏｎｓｈｏｗｓ ｆｉｒｍｓ ａｒｅ ｍｏｒｅ ｌｉｋｅｌｙ ｔｏ ｒｅｐｌａｃｅ ｔｈｅｉｒ ｏｌｄｓｕｐｐｌｉｅｒｓ ｉｆ ｔｈｅｙ ｈａｖｅ ａ ｈｉｇｈｅｒ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｒｅｌｉａｎｃｅ ｏｎｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｉｎｔｅｎｓｉｔｙ，ｈｉｇｈｅｒ ｓｅａｒｃｈｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ，ａｎｄａ ｌｏｗｅｒ ｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ｃｏｓｔ．Ｔａｋｉｎｇ ｔｈｅ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎｏｆ ｌｉｓｔｅｄｆｉｒｍｓａｓｔｈｅｅｘｔｅｒｎａｌ ｓｈｏｃｋ，ｗｅｆｕｒｔｈｅｒ ｅｘａｍｉｎｅｔｈｅｒｅｓｐｏｎｓｅａｎｄａｄｊｕｓｔｍｅｎｔｏｆ ｓｕｐｐｌｉｅｒｓ' ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎａｆｔｅｒ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅ ｃｕｓｔｏｍｅｒ⁃ｓｕｐｐｌｉｅｒ ｍａｔｃｈｉｎｇ ｄａｔａ ｏｆ Ｃｈｉｎｅｓｅｌｉｓｔｅｄｆｉｒｍｓ ｆｒｏｍ２００１ｔｏ２０１７，ｗｅｄｏｃｕｍｅｎｔ ｔｈａｔ ｄｕｒｉｎｇｔｈｅｓａｍｐｌｅｐｅｒｉｏｄ，ｔｈｅｒｅａｒｅ１８３ｌｉｓｔｅｄｆｉｒｍｓｗｈｏｅｖｅｒ ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅｄｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ，ａｍｏｎｇ ｗｈｉｃｈ１１３ｆｉｒｍｓ ｒｅｌｏｃａｔｅｄｔｈｅｉｒ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｓ ｔｏ ｏｔｈｅｒ ｐｒｏｖｉｎｃｉａｌ⁃ｌｅｖｅｌ ｒｅｇｉｏｎｓ． Ｂｙ ｕｓｉｎｇ ｔｈｅ１８３ｆｉｒｍｓ ｗｉｔｈｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎａｓ ｔｈｅ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ｇｒｏｕｐ，ｗｅ ａｄｏｐｔ ｔｈｅ ｓｔａｇｇｅｒｅｄｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ⁃ｉｎ⁃ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎｓｔｒａｔｅｇｙ ｔｏ ｃａｕｓａｌｌｙ ｉｄｅｎｔｉｆｙ ｈｏｗｆｉｒｍｓ ａｄｊｕｓｔ ｔｈｅｉｒ ｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ａｆｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｗｅ ｆｉｎｄ ｔｈａｔ ｆｉｒｍｓ ｗｈｏ ｒｅｌｏｃａｔｅ ｔｈｅｉｒｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｓ ａｒｅ ｍｏｒｅ ｌｉｋｅｌｙ ｔｏ ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｒｅｐｌａｃｅｍｅｎｔ，ａｎｄｔｈｉｓ ｅｆｆｅｃｔ ｉｓ ｍｏｒｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｎｌｏｎｇ⁃ｄｉｓｔａｎｃｅ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｉｎｄｅｔａｉｌ，ｏｕｒ ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ ｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｅｓ ｔｈａｔ ｃｏｍｐａｒｅｄ ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｏｌ ｇｒｏｕｐ，ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎｃａｕｓｅｓ ｔｈｅ ｏｖｅｒｌａｐｐｉｎｇ ｒａｔｉｏ ｏｆ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｏｆ ｔｈｅ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ｇｒｏｕｐｔｏ ｄｅｃｒｅａｓｅ ｂｙ １２ｐｅｒｃｅｎｔ，ｗｈｉｃｈｍｅａｎｓ ｔｈａｔｆｉｒｍｓ ｒｅｐｌａｃｅ ａｔ ｌｅａｓｔ ｏｎｅ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｐａｒｔｎｅｒ ａｆｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ，ｗｅ ｓｈｏｗｔｈａｔ ｉｆ ｆｉｒｍｓ ｈａｖｅ ｈｉｇｈｅｒ ｓｅａｒｃｈｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｆｏｒ ｎｅｗｂｕｓｉｎｅｓｓ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｏｒ ｌｅｓｓ ｓｔｉｃｋｙ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓ ｗｉｔｈｔｈｅｉｒ ｏｌｄｐａｒｔｎｅｒｓ，ｔｈｅ ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ ｏｆ ｒｅｐｌａｃｉｎｇ ｔｈｅｉｒｏｒｉｇｉｎａｌ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｗｉｌｌ ａｌｓｏ ｂｅ ｈｉｇｈｅｒ． Ｗｅ ａｌｓｏ ｓｈｏｗｔｈｅ ｉｍｐｏｒｔａｎｃｅ ｏｆ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｓｅｒｖｉｃｅ ｉｎｓｅｌｅｃｔｉｎｇ ｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ，ａｎｄｆｉｎｄｔｈａｔ ｆｉｒｍｓｗｉｔｈａｌｏｗｅｒ ｄｅｇｒｅｅｏｆ ｒｅｌｉａｎｃｅｏｎｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅｉｎｐｕｔｓａｒｅａｌｓｏｍｏｒｅｌｉｋｅｌｙｔｏｓｅｌｅｃｔ ｎｅｗｓｕｐｐｌｉｅｒｓ． Ｉｔ ｉｓｗｏｒｔｈｍｅｎｔｉｏｎｉｎｇ ｔｈａｔ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎｄｅｃｉｓｉｏｎｏｆ ｆｉｒｍｓｃａｎｂｅｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ，ｗｈｉｃｈｐｒｏｂａｂｌｙｃａｕｓｅｓｏｕｒ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｆｉｎｄｉｎｇｓｔｏｂｅ ｂｉａｓｅｄ． Ｔｏ ａｄｄｒｅｓｓ ｔｈｉｓ ｃｏｎｃｅｒｎ，ｗｅ ｆｕｒｔｈｅｒ ｕｓｅ ｔｈｅ ｇｕｉｄａｎｃｅ ａｔｔｉｔｕｄｅ ｏｆ ｌｏｃａｌ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｙ ａｓ ｔｈｅ ＩＶｏｆ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｒｅｌｏｃａｔｉｏｎ． Ｔｈｅ ＩＶｅｓｔｉｍａｔｉｏｎｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｐｒｅｆｅｒｅｎｔｉａｌ ｌｏｃａｌ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｐｏｌｉｃｙ ｇｕｉｄａｎｃｅ ｄｏｅｓ ｅｎｃｏｕｒａｇｅ ｆｉｒｍｓ ｔｏ ｒｅｌｏｃａｔｅ ｔｈｅｉｒｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒｓ ｔｏ ｃｉｔｉｅｓ ｗｉｔｈｂｅｔｔｅｒ ｐｏｌｉｃｙ ｔｒｅａｔｍｅｎｔ，ａｎｄｏｕｒ ｍａｉｎｆｉｎｄｉｎｇｓ ｓｔｉｌｌ ｒｅｍａｉｎｒｏｂｕｓｔ．Ｗｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｅ ｔｏ ｔｈｅ ｌｉｔｅｒａｔｕｒｅ ｂｙ ｓｈｏｗｉｎｇ ｔｈｅ ｉｍｐｏｒｔａｎｃｅ ｏｆ ｓｅａｒｃｈｃｏｓｔ ａｎｄｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ｃｏｓｔ ｉｎｔｈｅ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｔｒａｄｅｎｅｔｗｏｒｋ（Ｃｈａｎｅｙ，２０１４；Ｂｅｒｎａｒｄｅｔ ａｌ．，２０１９；Ｄｈｙｎｅ ｅｔ ａｌ．，２０２１）． Ｂｙ ｕｓｉｎｇ ｈｅａｄｑｕａｒｔｅｒ ｒｅｌｏｃａｔｉｏｎａｓ ａｎｅｖｅｎｔ ｓｔｕｄｙ，ｗｅ ａｌｓｏ ｓｈｏｗｈｏｗｔｈｅ ｃｈｏｉｃｅ ｏｆ ｔｒａｄｅ ｐａｒｔｎｅｒｓ ｄｅｐｅｎｄｓ ｏｎｔｈｅ ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃａｌ ｄｉｓｔａｎｃｅ （Ａｎｄｅｒｓｏｎ＆ｖａｎＷｉｎｃｏｏｐ，２００４；Ｂｉｓｚｔｒａｙ ｅｔ ａｌ．，２０１８），ｗｈｉｃｈｃｏｎｓｅｑｕｅｎｔｌｙｌｅａｄｓｔｏｔｈｅｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓｆｏｒｍａｔｉｏｎｏｆ ａｄｏｍｅｓｔｉｃｔｒａｄｅｎｅｔｗｏｒｋ． Ｉｎｇｅｎｅｒａｌ，ｔｈｉｓｓｔｕｄｙｒｅｖｅａｌｓｔｈｅｉｍｐｏｒｔａｎｃｅｏｆ ｔｉｍｅｌｙａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ ａｎｄｅｆｆｅｃｔｉｖｅｍｏｎｉｔｏｒｉｎｇｏｆ ｂｕｓｉｎｅｓｓｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｓｄｕｒｉｎｇｖｏｌａｔｉｌｅｔｉｍｅｓｗｉｔｈｈｉｇｈｕｎｃｅｒｔａｉｎｔｙ ａｎｄｒｉｓｋｉｎｔｈｅ ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：Ｄｏｍｅｓｔｉｃ Ｔｒａｄｅ Ｎｅｔｗｏｒｋ；ＳｅａｒｃｈＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙ；Ｍａｉｎｔｅｎａｎｃｅ ＣｏｓｔＪＥＬＣｌａｓｓｉｆｉｃａｔｉｏｎ：Ｍ２１，Ｌ２２，Ｄ２２（责任编辑：王利娜）（校对：曹　 帅）８ １ １包　 群等：国内贸易网络、地理距离与供应商本地化