張海燕+張正堂

摘要：基于制度信任內(nèi)涵及契合理論，考慮我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期制度不完善情境下企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知與主觀期望偏離事實，提出制度信任偏離度概念；通過274家企業(yè)調(diào)查，探討制度信任偏離度對再次合作意愿的影響。結(jié)果表明：制度信任偏離度對再次合作意愿既有直接顯著負(fù)效應(yīng)，也有經(jīng)供應(yīng)鏈協(xié)作信任中介的間接顯著負(fù)效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：制度信任偏離度；再次合作意愿；供應(yīng)鏈協(xié)作信任；中介

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.03.09

中圖分類號：F273.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）03-0038-04

Abstract： Given that Chinese firms expectations of institution effectiveness often deviate from their reality perceptions during economic transition without perfect institutions， the paper firstly proposes the concept of institutional trust deviation based on institutional trusts definition and fit theory， then examines its effects on cooperative desire by 274 firms survey. The results show that institutional trust deviation not only directly influences cooperative desire， but also indirectly， significantly and negatively affects it through supply chain collaboration trust.

Key words： institutional trust deviation； cooperative desire； supply chain collaboration trust； mediation

1 引言

我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期因制度不完善致使企業(yè)合作中存在著大量影響供應(yīng)鏈持續(xù)穩(wěn)定的非信任行為（如利用實力威脅對方、保留多個供應(yīng)商、相互封鎖消息等）；這些行為的大量存在，一定程度上反映了我國企業(yè)對當(dāng)前制度的信心不容樂觀。在我國當(dāng)前實施和推進(jìn)供給側(cè)改革背景下，作為國家重要社會資本來源之一的制度信任，宏觀上，其供給充足與否將直接關(guān)系我國供給側(cè)改革績效；微觀上，作為一種能夠有效降低市場復(fù)雜性、減輕企業(yè)合作中制度性交易成本所致使的摩擦力的潤滑劑[1]，將促進(jìn)企業(yè)合作和供應(yīng)鏈持續(xù)穩(wěn)定。因此，探討我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期企業(yè)制度信任問題，現(xiàn)實意義重大。

然而，現(xiàn)有關(guān)于制度信任的研究大都基于發(fā)達(dá)國家較為完善的制度背景，對制度信任的測量也主要基于描述現(xiàn)象或客觀事實[2-6]。制度信任是合作雙方在不確定情形下均相信制度能夠確保雙方未來行為達(dá)到預(yù)期結(jié)果的一種心理狀態(tài)[2]，是企業(yè)對制度有效性的主觀信心而非客觀事實。依據(jù)社會認(rèn)知理論，了解企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知與主觀期望，比了解客觀制度環(huán)境更為重要；二者的比較結(jié)果將影響企業(yè)對合作方的信任進(jìn)而影響再次合作意愿?；诎l(fā)達(dá)國家背景的制度信任研究，由于制度較為完善且執(zhí)行嚴(yán)謹(jǐn)，企業(yè)制度有效性主觀期望與現(xiàn)實感知往往趨于契合，較少出現(xiàn)偏離，因此，常常通過描述現(xiàn)象或客觀事實測量制度信任，并且，實證研究也表明制度信任對協(xié)作信任及再次合作意愿的正向影響。我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期因制度不完善，存在大量企業(yè)制度有效性主觀期望與現(xiàn)實感知不相契合的事實，前文所述非信任行為的存在即是二者不相契合事實的具體體現(xiàn)。那么，我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期企業(yè)制度有效性主觀期望與現(xiàn)實感知偏離是否影響其再次合作意愿？是什么影響？影響機(jī)制又是什么？本文基于制度信任內(nèi)涵和契合理論，提出制度信任偏離度概念；回顧相關(guān)文獻(xiàn)，構(gòu)建制度信任偏離度對再次合作意愿影響理論模型和提出研究假設(shè)并驗證假設(shè)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 制度信任偏離度

企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知，即企業(yè)認(rèn)為制度實際確保所有市場交易活動如期進(jìn)行的程度；企業(yè)制度有效性主觀期望，即企業(yè)期望制度環(huán)境能夠確保所有市場交易活動如期進(jìn)行的程度；二者偏離程度即制度信任偏離度。偏離與契合相對應(yīng)；因此，可借鑒契合理論[7]進(jìn)行制度信任偏離度研究。若企業(yè)對某一制度促成交易成功實現(xiàn)的主觀期望很高，并認(rèn)為該制度有效促成交易實現(xiàn)了，那么，二者即實現(xiàn)理想契合，將提升企業(yè)對合作方的信任、增強(qiáng)再次合作意愿；反之，若主觀期望很高但制度并未促成交易實現(xiàn)，即現(xiàn)實感知偏離主觀期望，那么，這種偏離將促使企業(yè)產(chǎn)生機(jī)會主義行為繼而破壞信任、降低再次合作意愿，并且，偏離度越大，破壞效應(yīng)也越大。顯然，制度信任偏離度刻畫了企業(yè)制度有效性主觀期望與現(xiàn)實感知的一致性程度，依據(jù)契合理論，它屬于一致性契合。

關(guān)于制度信任偏離度的內(nèi)容構(gòu)成，可借鑒制度信任五維度[5，6]，通過監(jiān)控機(jī)制、認(rèn)證機(jī)制、法律契約、反饋機(jī)制和合作規(guī)范五個制度因子的有效性偏離度來反映制度信任偏離度。這五個維度分別描述了企業(yè)對監(jiān)控機(jī)制確保所有市場交易活動如期進(jìn)行，認(rèn)證機(jī)制提供有關(guān)合作方履約能力信息可靠程度，法律契約從法律效力上保證交易按照法律規(guī)定執(zhí)行，反饋機(jī)制提供有關(guān)交易另一方過去交易活動信息可靠程度以及雙方共同遵守的價值觀、標(biāo)準(zhǔn)等確保交易按照規(guī)定執(zhí)行的現(xiàn)實感知與主觀期望偏離程度。

2.2 制度信任偏離度、供應(yīng)鏈協(xié)作信任與再次合作意愿

供應(yīng)鏈協(xié)作信任指節(jié)點(diǎn)企業(yè)在合作中面臨不確定情形時不會利用對方弱點(diǎn)為己獲利，包括與合作方行為預(yù)見性和履約能力相關(guān)的可信性維度及認(rèn)為對方不會利用優(yōu)勢為己獲利的善意維度[8]。再次合作意愿是指企業(yè)未來與合作方再次合作的期望[6]。

有關(guān)制度信任偏離度與供應(yīng)鏈協(xié)作信任、再次合作意愿的關(guān)系：①第三方監(jiān)控機(jī)構(gòu)主要通過監(jiān)視經(jīng)濟(jì)活動和對不正確行為實施制裁來指導(dǎo)所有市場交易活動，因此，它能夠激發(fā)負(fù)責(zé)任行為[1]，所以，理性企業(yè)會考慮第三方監(jiān)控機(jī)構(gòu)有效性偏離度，進(jìn)而比較機(jī)會主義行為代價與收益，并對協(xié)作信任與再次合作意愿產(chǎn)生影響，尤其當(dāng)?shù)谌奖O(jiān)控機(jī)構(gòu)有效性現(xiàn)實感知遠(yuǎn)遠(yuǎn)偏離主觀期望時，企業(yè)將冒險采取機(jī)會主義行為，進(jìn)而破壞協(xié)作信任、降低再次合作意愿。②認(rèn)證機(jī)制是一種評估企業(yè)是否具備履約能力的制度。獨(dú)立、公允和權(quán)威的第三方認(rèn)證機(jī)構(gòu)對企業(yè)履約能力的評估結(jié)果可視為企業(yè)聲譽(yù)的替代[5]；因此，企業(yè)可依據(jù)評估結(jié)果形成對合作方的信任。此外，因有效認(rèn)證機(jī)制下的機(jī)會主義行為會使企業(yè)失去可信性聲譽(yù)，所以，認(rèn)證機(jī)制有效避免了機(jī)會主義行為，并且，認(rèn)證有效性偏離度越?。ù螅?，越能降低（提升）合作方機(jī)會主義行為而產(chǎn)生（降低）可信性并提升（降低）再次合作意愿。③法律契約即具有法律效力并用于管理經(jīng)濟(jì)活動的法律合同?；诶硇杂嬎憬Y(jié)果，它通過確保違約成本大于違約收益而促進(jìn)企業(yè)協(xié)作信任，因此，法律契約有效性偏離度越小（大），企業(yè)越傾向于相信（不相信）法律契約能從法律效力上保證交易按照規(guī)定執(zhí)行，越容易促進(jìn)（破壞）其產(chǎn)生協(xié)作信任、提升（降低）再次合作意愿。④反饋機(jī)制，既通過收集并為企業(yè)提供有關(guān)合作方過去交易行為的所有信息而有效阻止其機(jī)會主義行為，也通過提供合作方的價值觀、基本原則及客戶反饋評價而透露其善意信息。所以，反饋有效性偏離度越小，意味著企業(yè)期望反饋機(jī)制可靠并且在實際交易中發(fā)揮作用，便越容易促進(jìn)協(xié)作信任和提升再次合作意愿。⑤合作規(guī)范是指雙方共同堅持和遵守的價值觀、標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)則[5]。當(dāng)企業(yè)認(rèn)為合作規(guī)范存在且有效時，將產(chǎn)生彼此期望的行為模式、建立彼此認(rèn)可的理解方式并認(rèn)為對方會依據(jù)規(guī)范行動，因此，能夠有效推斷對方善意意愿。所以，合作規(guī)范有效性偏離度越?。ù螅馕吨环狡谕⑶遥ǖ牵嶋H上合作規(guī)范已經(jīng)（并未）確保交易按照規(guī)定執(zhí)行，越（不）容易相信另一方會履行承諾，協(xié)作信任水平越高（低）、合作意愿也愈加積極（消極）。綜上所述，提出如下假設(shè)：

H1：制度信任偏離度負(fù)向影響供應(yīng)鏈協(xié)作信任。

H2：制度信任偏離度負(fù)向影響再次合作意愿。

關(guān)于供應(yīng)鏈協(xié)作信任與再次合作意愿的關(guān)系，許多研究認(rèn)為二者密切相關(guān)：供應(yīng)鏈協(xié)作信任在任何長期關(guān)系中均扮演關(guān)鍵角色[9]，是長期定位的一個必要成分[10]，是保持合作關(guān)系中合作意圖的關(guān)鍵[11]。本文認(rèn)為，供應(yīng)鏈協(xié)作信任的可信性維度，能夠有效消除企業(yè)對合作方未來短期機(jī)會主義傾向的擔(dān)心而集中于未來合作，善意維度則能夠有助于企業(yè)相信對方會在未來為了彼此所得而再次合作。因此提出如下假設(shè)：

H3：供應(yīng)鏈協(xié)作信任正向影響再次合作意愿。

最后，基于H1、H2和H3，本文預(yù)測，制度信任偏離度可能通過供應(yīng)鏈協(xié)作信任負(fù)向影響再次合作意愿。因此提出如下假設(shè)：

H4：供應(yīng)鏈協(xié)作信任部分中介制度信任偏離度與再次合作意愿間的關(guān)系。

綜上所述，本文理論模型如圖1所示。

3 研究設(shè)計

3.1 研究對象與調(diào)查過程

選擇我國東部地區(qū)300家供應(yīng)鏈節(jié)點(diǎn)企業(yè)進(jìn)行調(diào)查：共計發(fā)放問卷300份，回收293份；剔除無效問卷19份，最終獲得有效問卷274份。要求問卷填寫者十分清楚所在企業(yè)對監(jiān)控機(jī)制、認(rèn)證機(jī)制、反饋機(jī)制、法律契約和合作規(guī)范有效性的主觀期望與現(xiàn)實感知，并對合作方履約能力、行為可預(yù)見性、善意及本企業(yè)未來是否考慮繼續(xù)與合作方企業(yè)合作十分了解，因此，問卷填寫者均是企業(yè)主要決策者。

274家被調(diào)查企業(yè)分布于批發(fā)零售業(yè)（53.28%）、工業(yè)（25.55%）、服務(wù)業(yè)（7.31%）、餐飲業(yè)（6.21%）及其他行業(yè)（7.65%）；原料供應(yīng)商（6.60%）、制造商（23.40%）、分銷商（11.30%）、代理商（20.80%）和零售商（38.00%）均有涉及；大、中、小、微企業(yè)分別占1.09%、8.40%、27.01%和63.50%。

3.2 變量測量

控制變量之外的所有測量題項均采用利克特五點(diǎn)量表（1表示很不符合，5表示很符合）進(jìn)行評價。

3.2.1 制度信任偏離度

將Pavlou[5]的制度信任量表中每個題項的表述設(shè)計為分別包括現(xiàn)實感知和主觀期望的一對測量題項。以第三方監(jiān)控有效性偏離度為例，“第三方機(jī)構(gòu)有效確保了/我期望第三方機(jī)構(gòu)能夠確保合作方所提供產(chǎn)品與其規(guī)格標(biāo)準(zhǔn)完全一致”分別是企業(yè)對第三方監(jiān)控機(jī)構(gòu)有效性現(xiàn)實感知與主觀期望的測量表述；接著要求企業(yè)給出評分；然后采用契合度差值絕對值法測算制度信任偏離度[12]。

為確保制度信任偏離度測量題項具有區(qū)分度，首先計算每對測量題項的差值絕對值與量表總差值絕對值均值的相關(guān)系數(shù)，再以相關(guān)系數(shù)顯著性判定測量題項區(qū)分度和決定測量題項保留與否。結(jié)果顯示，所有相關(guān)系數(shù)均達(dá)到0.01顯著性，因此，所有題項均具有顯著區(qū)分度并得以保留。另外，探索性因素分析表明，制度信任偏離度五維度總體方差解釋比例為84%；量表信度系數(shù)為0.78。因此，制度信任偏離度量表具有較好的內(nèi)部一致性與穩(wěn)定性。

3.2.2 供應(yīng)鏈協(xié)作信任、再次合作意愿及控制變量

供應(yīng)鏈協(xié)作信任。由企業(yè)評價合作方可信性及善意來測量供應(yīng)鏈協(xié)作信任：通過“合作方有能力提供優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品或服務(wù)”與合作現(xiàn)狀符合度等7個題項，測量可信性維度；通過“合作方愿意在需要時作出必要犧牲”與合作現(xiàn)狀符合度等5個題項，測量善意維度[10]。該量表信度系數(shù)為0.85。

再次合作意愿。借鑒殷茗等開發(fā)的合作意圖量表[13]，通過短期合作意愿、長期合作意愿及未來合作深度3個題項，測量再次合作意愿。該量表信度系數(shù)為0.73。

控制變量。將企業(yè)節(jié)點(diǎn)類型、企業(yè)規(guī)模（以員工數(shù)量衡量）及行業(yè)類型設(shè)置為控制變量。

3.3 信度、效度與同源方法偏差檢驗

采用內(nèi)部一致性信度系數(shù)檢驗量表信度。如前所述，各研究變量量表信度系數(shù)均大于0.70，信度均良好。

關(guān)于效度，首先，有關(guān)主要研究變量的測量題項均借鑒經(jīng)典文獻(xiàn)；其次，三個主要研究變量測量模型驗證性因子分析結(jié)果顯示，所有測量題項標(biāo)準(zhǔn)載荷值均大于0.60，且模型擬合指標(biāo)良好：χ2（41）=88.81，χ2/df≈2.17，RMSEA=0.06；SRMR=0.046，CFI=0.96，NNFI=0.95；另外，基于測量模型標(biāo)準(zhǔn)載荷值計算出的每個研究變量平均變異系數(shù)提取量AVE平方根（表1）均大于所在行與列的相關(guān)系數(shù)。綜上所述，本文主要研究變量均具有良好的內(nèi)容效度、聚合效度和區(qū)分效度。

關(guān)于同源方法偏差，首先采取程序控制（專家反復(fù)審閱測量題項、匿名填寫、測量題項隨機(jī)混排等），然后進(jìn)行統(tǒng)計控制：運(yùn)用驗證性因子分析法將所有測量題項負(fù)載到一個因子而形成單因子模型[14]，結(jié)果顯示，擬合十分不理想：χ2 （44）=547.16，χ2/df≈12.44，RMSEA= 0.21；SRMR= 0.14，CFI = 0.70，NNFI=0.63，表明本文不存在嚴(yán)重同源方法偏差問題。

4 研究結(jié)果

4.1 相關(guān)性分析

表1中相關(guān)系數(shù)表明：制度信任偏離度與供應(yīng)鏈協(xié)作信任、再次合作意愿均顯著負(fù)相關(guān)，供應(yīng)鏈協(xié)作信任與再次合作意愿顯著正相關(guān)。

4.2 假設(shè)檢驗

依據(jù)中介效應(yīng)依次檢驗法[15]，運(yùn)用層級回歸分析進(jìn)行假設(shè)檢驗，結(jié)果見表2。

表2中模型4顯示，制度信任偏離度對節(jié)點(diǎn)企業(yè)再次合作意愿有顯著負(fù)向影響（β=-0.23，p<0.001），驗證了H2；模型5表明，供應(yīng)鏈協(xié)作信任對再次合作意愿有顯著正向影響（β=0.42，p<0.001），H3得到支持；由此，中介效應(yīng)存在的第一條件“自變量和中介變量分別與因變量顯著相關(guān)”成立。模型2顯示，制度信任偏離度顯著負(fù)向影響供應(yīng)鏈協(xié)作信任（β=-0.23，p<0.001），驗證了H1，表明中介效應(yīng)存在的第二條件“自變量與中介變量顯著相關(guān)”成立。對比模型4和模型6，將供應(yīng)鏈協(xié)作信任引入回歸分析后，制度信任偏離度對再次合作意愿的回歸系數(shù)由-0.23**變?yōu)?0.14**，表明引入供應(yīng)鏈協(xié)作信任后，制度信任偏離度對再次合作意愿的負(fù)向影響顯著減弱，由此，中介效應(yīng)存在的第三條件“中介變量進(jìn)入回歸方程后，自變量與因變量的關(guān)系顯著減弱（部分中介）或變得不再顯著（完全中介）”。所以，綜上所述，供應(yīng)鏈協(xié)作信任部分中介制度信任偏離度對再次合作意愿的負(fù)向影響，H4得到驗證。

5 結(jié)果討論與管理啟示

5.1 結(jié)果討論

制度信任是企業(yè)對制度環(huán)境促成交易成功實現(xiàn)的主觀信心，具有強(qiáng)烈的主觀性和內(nèi)隱性：前者體現(xiàn)在它同時包含企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知與主觀期望；后者體現(xiàn)在無法直接測量它，必須綜合比較現(xiàn)實感知與主觀期望進(jìn)行間接測量?；谥贫刃湃蝺?nèi)涵和契合理論，考慮我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期制度不完善所導(dǎo)致的企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知與主觀期望偏離事實，提出制度信任偏離度概念，借鑒學(xué)者有關(guān)制度信任的測量題項并運(yùn)用差值絕對值法測算制度信任偏離度，量表信度、效度和同源方法偏差檢驗均良好。實證結(jié)果表明，制度信任偏離度既對再次合作意愿有直接負(fù)向影響，也會經(jīng)供應(yīng)鏈協(xié)作信任而對再次合作意愿產(chǎn)生間接顯著負(fù)效應(yīng)。相比以往研究中僅考慮制度有效性現(xiàn)實感知所揭示的制度信任對供應(yīng)鏈協(xié)作信任及再次合作意愿的正效應(yīng)[2-6]，本文所提出的融合了企業(yè)制度有效性現(xiàn)實感知與主觀期望的制度信任偏離度概念，及其對再次合作意愿的直接和間接負(fù)效應(yīng)，更契合我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期制度不完善情境，進(jìn)一步豐富了企業(yè)制度信任研究理論。

5.2 管理啟示

（1）有效降低制度信任偏離度。政府和行業(yè)可考慮通過考察供應(yīng)鏈節(jié)點(diǎn)企業(yè)制度信任偏離現(xiàn)狀，重點(diǎn)思考如何通過監(jiān)控機(jī)制、反饋機(jī)制、認(rèn)證機(jī)制、法律契約有效性的提升，降低制度信任偏離度；企業(yè)則主要考慮雙方合作規(guī)范的有效性，思考如何通過共同文化建設(shè)，提升共同遵守的價值觀、標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)則的契合度。

（2）充分發(fā)揮供應(yīng)鏈協(xié)作信任的部分中介效應(yīng)。盡管伴隨制度信任偏離度的降低，供應(yīng)鏈協(xié)作信任水平已在逐步提升，然而，供應(yīng)鏈協(xié)作信任水平提升的關(guān)鍵主體依然還是企業(yè)自身；因此，企業(yè)應(yīng)通過主動增強(qiáng)自身提供優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品和服務(wù)的能力以及注意增強(qiáng)善意意愿而提升自身可信性和善意，如此方能充分發(fā)揮供應(yīng)鏈協(xié)作信任在制度信任偏離度對再次合作意愿負(fù)向影響過程中的中介緩沖效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Williamson O E. The Economic Institutions of Capitalism[M].New York： The Free Press， 1985.68-84.

[2]ZuckerL G. Production of Trust： Institutional Sources of Economic Structures [J].Research in Organization Behavior， 1986， 8 （1）：53-111.

[3]McKnight D H， Cummings L L， Chervany N L. Initial Trust Formation in New Organizational Relationships[J].Academy of Management Review， 1998， 23 （3）： 473-490.

[4]Davis F D. Perceived Usefulness，Perceived Ease of Use and User Acceptance of InformationTechnology[J].MIS Quarterly， 1989， 13 （3）：319-340.

[5]Pavlou P A.Institution-based Trust in Inter-organizational Exchange Relationships： The Role of Online B2B Marketplaces on Trust Formation[J].Journal of Strategic Information Systems， 2002， 11（3）：215-243.

[6]PavlouP A， Gefen David. Building Effective Online Marketplaces with Institution-based Trust[J].Information Systems Research， 2004， 15（1）：37-59.

[7]Kristof A L. Person-organization Fit： An Integrative Review of Its Conceptualizations， Measurement， and Implications [J].Personnel Psychology， 1996， 49（1）：1-49.

[8]Mayer R C， Davis J H， Schoorman F D. An Integrative Model of Organizational Trust[J].Academy of Management Review， 1995， 20 （3）：709-734.

[9]Morgan R M， Hunt S D. The Commitment-trust Theory of Relationship Marketing[J].Journal of Marketing，1994，58（3）：20-38.

[10]Ganesan S.Determinants of Long-term Orientation in Buyer-seller Relationships[J].Journal of Marketing，1994，58 （1）：1-19.

[11]Anderson E， Weitz B. Determinants of Continuity in Conventional Industrial Channel Dyads[J].Marketing Science，1989，8 （4）：310-323.

[12]Edwards J R. Problems with the Use of Profile Similarity Indices in the Study of Congruence in Organizational Research[J].Personnel Psychology， 1993， 46（3）：641-665.

[13]殷茗等.制度信任與供應(yīng)鏈協(xié)作信任、合作意圖之間的動態(tài)差異性關(guān)系研究[J].預(yù)測，2009，28（3）：21-26.

[14]Podsakoff P M， Mackenzie S B， Lee J Y， et al. Common Method Biases in Behavioral Research： A Critical Review of the Literature and Recommended Remedies[J].Journal of Applied Psychology， 2003，88（5）： 879-903.

[15]Baron R M， Kenny D A. The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations [J].Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6）：1173-1182.

（責(zé)任編輯：李映果）