趙 娜，孔 婷，劉勤明 ZHAO Na,KONG Ting,LIU Qinming

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海 200093）

(School of Management,University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093,China)

目前，如何開展供應(yīng)鏈合作并提升企業(yè)合作績效是困擾很多企業(yè)家的難題。有研究指出，制造業(yè)的效率問題歸因于缺乏有效的合作治理機制導(dǎo)致機會主義盛行[1]。因此，企業(yè)在供應(yīng)鏈合作中如何選擇治理機制以控制供應(yīng)商風(fēng)險并提升合作績效已成為一個急需解決的問題。

部分學(xué)者對供應(yīng)商風(fēng)險治理與合作績效的關(guān)系進行了研究，但尚未得到一致結(jié)論。例如，有學(xué)者認為供應(yīng)商風(fēng)險治理有助于合作績效的提高[2]；也有研究認為供應(yīng)商正式治理會增加機會主義風(fēng)險，不利于合作績效[3]。造成結(jié)論不一致的原因一方面可能是對供應(yīng)商風(fēng)險治理缺乏細致的分類研究；另一方面可能是未能明確供應(yīng)商風(fēng)險治理對合作績效的影響路徑。

因此，本文基于交易成本理論，將供應(yīng)商風(fēng)險治理劃分為正式治理和非正式治理[4]，以細致探析不同類別的供應(yīng)商風(fēng)險治理的效果。另外，考慮到合作意愿會對企業(yè)的合作態(tài)度和合作效果具有決定性影響，本文引入合作意愿并將之劃分為信任、信息共享和共同解決問題三個維度，細致探索正式治理和非正式治理通過合作意愿影響企業(yè)合作績效的具體路徑。研究結(jié)論將有效指導(dǎo)制造企業(yè)如何對供應(yīng)商進行風(fēng)險治理以提升企業(yè)合作意愿與合作績效。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 合作意愿

合作意愿表達了制造商愿意與供應(yīng)商長期合作的態(tài)度?；谙嚓P(guān)文獻，本文將其劃分為信任、信息共享和共同解決問題三個維度。其中，信任是合作的潤滑劑，能有效減少合作過程中的不確定性和不安全感，促進企業(yè)合作和供應(yīng)鏈的持續(xù)穩(wěn)定[5]；信息共享是協(xié)調(diào)企業(yè)合作的交流模式，有助于及時獲取信息，減少信息不對稱的道德風(fēng)險和逆向選擇問題[6]；而共同解決問題是指制造商與供應(yīng)商合作共同制定問題的解決方案，協(xié)商解決供貨延遲和庫存管理等問題[7]，展現(xiàn)出一種權(quán)責(zé)共擔的態(tài)度。

H1：信任有利于促進信息共享。

信任也是企業(yè)共同解決問題的前提。相互信任時，企業(yè)更愿意向供應(yīng)商尋求支持和幫助，從而增強其共同工作的信心和解決問題的能力[11]。企業(yè)間的高度信任還可以減少交易成本，最大化創(chuàng)造力和解決問題的能力[12]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H2：信任有助于企業(yè)間共同解決問題。

1.2 供應(yīng)商風(fēng)險治理與合作意愿

交易成本理論認為，企業(yè)合作過程中最易發(fā)生的風(fēng)險便是機會主義。因此，限制機會主義是提升企業(yè)合作績效的前提[13]。而供應(yīng)商風(fēng)險治理正是為了控制供應(yīng)商的機會主義行為。按照治理的正式程度，供應(yīng)商風(fēng)險治理可分為正式治理和非正式治理兩種類別。正式治理作為雙方對于未來行為規(guī)范所達成的一種共識，強調(diào)利用具有法律約束力的協(xié)議（如合同）來定義關(guān)系[14]。非正式治理則是制造企業(yè)為了提高供應(yīng)商的效率而對其在存儲和物流等方面的特定投資[13]，是制造商最大機會成本的體現(xiàn)。

正式治理有助于提升企業(yè)間的合作意愿。首先，正式治理有利于增強企業(yè)間的信任。合同通過法律條款能夠最小化機會主義風(fēng)險[4]，為合作營造安全環(huán)境，有助于提升企業(yè)間信任。其次，正式治理有助于企業(yè)間共享信息。通過明確雙方的權(quán)利和義務(wù)，正式治理提升了合作者對收益公平的感知[15]。為了獲取更好的績效，合作者會主動共享信息以表達積極的合作態(tài)度。最后，正式治理有助于企業(yè)間共同解決問題。作為雙方對未來行為的承諾，合同有助于對長期合作形成良好預(yù)期[16]。此時合作者傾向于協(xié)同處理問題，防止出現(xiàn)交貨延遲和庫存管理不當?shù)饶Σ炼绊懫髽I(yè)長期合作的意愿。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3（a-c）：正式治理對企業(yè)間的（a）信任；（b）信息共享；（c）共同解決問題均有顯著的正向影響。

非正式治理也有利于提升合作意愿。交易成本理論認為，非正式治理會提高合作企業(yè)的沉沒成本，促使雙方為維護長遠關(guān)系而產(chǎn)生承諾行為[2]，有助于提升制造商對供應(yīng)商的信任程度。關(guān)系交換理論認為，關(guān)系會隨著交易的進行而逐漸深厚。非正式治理的特定資產(chǎn)作為一種激勵策略，向供應(yīng)商發(fā)出了長期合作的信號，能夠顯著促進信息共享[9]。此外，非正式治理在為合作成員提供異質(zhì)化資本的同時，也將特定資產(chǎn)鎖定在交易渠道中。合作雙方為了保證收益，會傾向就合作中的問題共同商討解決方案以維護特定投資的平穩(wěn)運行[17]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

2.3.2 不同施鉀肥處理對甜玉米產(chǎn)量的影響 由表5可見，施用鉀肥顯著促進了甜玉米產(chǎn)量的增加，與NP處理相比，施鉀處理增產(chǎn)量為1 640～3 875 kg／hm2，增率為 11.02%～26.04%。 30%OF＋70%CF 處理和50%OF＋50%CF處理的產(chǎn)量顯著高于其他施鉀處理，分別為 18 755、18 379 kg／hm2，比 100%CF 處理增產(chǎn) 5.79%、3.67%，比 100%OF 處理增產(chǎn)13.53%、11.25%。

H4（a-c）：非正式治理對企業(yè)間的（a）信任；（b）信息共享；（c）共同解決問題均有顯著的正向影響。

1.3 合作意愿與合作績效

合作績效是企業(yè)通過合作從而提升客戶滿意度，降低運營成本及實現(xiàn)利潤共享。企業(yè)合作績效的提升，需要制造企業(yè)與供應(yīng)商加強合作意愿，即增強信任[5]，加強信息共享以及共同解決問題的能力[7]。信任是提升企業(yè)合作績效的保證[5]。一方面，信任會增進合作雙方的情感親密性，有利于減少交易成本和轉(zhuǎn)換成本，進而提升合作績效[5]。另一方面，信任有助于提升企業(yè)的合作效率。Zhang[11]認為，信任可減少不確定性的風(fēng)險，降低機會主義行為發(fā)生的概率。合作企業(yè)可專注于共同目標的實現(xiàn)，提升合作績效。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H5：信任有助于企業(yè)合作績效的提升。

信息共享也是企業(yè)合作績效的關(guān)鍵影響因素。信息共享通常包括市場需求、需求預(yù)測、生產(chǎn)計劃以及庫存等信息的共享[7]。信息共享可有效減少牛鞭效應(yīng)[18]，避免供應(yīng)鏈企業(yè)的信息失真和信息風(fēng)險問題，降低企業(yè)成本并提升合作績效。此外，信息共享有助于合作企業(yè)相互理解，促進企業(yè)的有效合作，提升合作績效[19]。葉飛認為高效的信息交流有助于管理者快速尋求解決辦法，有效降低成本，提高合作績效[10]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H6：信息共享有助于企業(yè)合作績效的提升。

企業(yè)間共同解決問題可以有效促進合作績效的提升[12]。一方面，共同解決問題有助于改善企業(yè)間關(guān)系，減少交易成本，提升合作績效。lin認為，由制造商與供應(yīng)商共同解決問題可有效減少交易摩擦和交易成本，促進合作績效的提升[7]。另一方面，制造商與供應(yīng)商合作共同解決問題有助于實現(xiàn)優(yōu)勢互補，資源共享，風(fēng)險共擔，從而提高競爭優(yōu)勢，減少不確定成本，提高合作績效[20]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H7：共同解決問題有助于企業(yè)合作績效的提升。

基于以上的研究描述，本文提出的理論模型如圖1所示：

圖1 供應(yīng)商風(fēng)險治理、企業(yè)合作意愿與合作績效關(guān)系的概念模型

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本文選取了廣東、山東、江蘇、河南等省份開展調(diào)研，以確保樣本數(shù)據(jù)的代表性。調(diào)研對象為制造企業(yè)的中高層管理人員。最終問卷由課題組人員統(tǒng)一錄入。共發(fā)放問卷750份；通過剔除無效問卷，回收有效問卷215份，有效回收率為28.7%。

為了檢驗無響應(yīng)偏差，本研究采用獨立樣本t檢驗的方法比較早期和晚期應(yīng)答企業(yè)的規(guī)模、年限和年銷售額，結(jié)果顯示并無明顯差異，表明該問卷沒有嚴重的無響應(yīng)偏差。另外，問卷雖然設(shè)計清晰合理，并采取匿名方式減少受訪者壓力，但考慮到問卷是同一人填寫，可能存在共同方法偏差。本文采用Harman單因素檢驗方法驗證，結(jié)果顯示第一個因子的解釋量為41.8%，表明樣本不存在明顯的共同方法偏差。

2.2 變量的測量

本研究采用李克特7點計分法對問卷所涉及的變量進行度量，研究指標從“完全不贊成”到“完全贊成”，測量指標的來源如表1所示。

表1 變量來源

3 實證檢驗及結(jié)果分析

3.1 信效度檢驗

運用SPSS 20.0對問卷的各個變量進行信度檢驗。從表2可以看到，各變量Cronbach'α值均大于0.7，組合信度CR值均大于0.9，表明數(shù)據(jù)具有很好的內(nèi)部一致性，符合信度要求。

效度分為內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度。問卷采用國外成熟量表，通過“翻譯—回譯”的方式以及大量的文獻研究和專家訪談而最終確定，量表具有良好的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)效度包括聚斂效度和區(qū)分效度。本文采用驗證性因子分析（CFA）檢驗聚斂效度，結(jié)果見表2。所有變量的因子載荷均大于0.6，且所有變量的平均變異抽取量（AVE）均大于0.5，表明本文的聚斂效度良好。

表2 變量的信效度測量

區(qū)別效度指不同的方法測量不同的構(gòu)念時，所觀測到的數(shù)值之間可以加以區(qū)分。具體結(jié)果見表3，由于AVE值的平方根大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，因此，本研究具有良好的區(qū)別效度。

3.2 實證結(jié)果分析

本文運用Amos7.0分別檢驗了正式治理與非正式治理通過企業(yè)合作意愿影響合作績效的具體路徑，檢驗結(jié)果如圖2和圖3所示。

本研究的模型路徑系數(shù)如圖2和圖3所示，信任通過信息共享和共同解決問題提升合作績效，供應(yīng)商風(fēng)險治理通過合作意愿對合作績效產(chǎn)生不同程度的影響：（1）正式治理對信任有直接影響，并通過信任對信息共享和共同解決問題產(chǎn)生正向影響進而提升合作績效；正式治理對信息共享和共同解決問題沒有直接影響，這與預(yù)期假設(shè)不符，可能時因為合同具有滯后性和不可預(yù)測性，進而引發(fā)了機會主義的風(fēng)險，合作者不愿意進行信息共享和共同問題的商議[4]。（2）非正式治理對信任、信息共享和共同解決問題均有正向影響，并通過信息共享和共同解決問題提升合作績效。（3）信息共享和共同解決問題對合作績效有正向影響，但信任與合作績效沒有明顯的線性作用，可能是被信息共享和共同解決問題中介了。

表3 區(qū)別效度的檢驗

圖2 正式治理對合作績效的影響路徑

圖3 非正式治理對合作績效的影響路徑

4 研究結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論與啟示

本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商風(fēng)險治理，包括正式治理和非正式治理兩個維度，通過合作意愿的三個維度對合作績效有不同程度的提升。供應(yīng)商治理均通過信任對合作績效產(chǎn)生不同的影響，尤其在正式治理和合作績效的關(guān)系中，信任起了決定性作用。因此，構(gòu)建有效的信任機制，有利于及時的信息溝通，提升雙方的信息共享水平和意愿，促使企業(yè)完成“1+1〉2”的合作共贏，降低交易成本，提升合作績效，促進良性循環(huán)。此外，在合作的過程中，保證良好的信息溝通渠道和協(xié)同處理問題的態(tài)度，可以有效轉(zhuǎn)化信任所帶來的良好效益，減少交易摩擦，促進企業(yè)間的長期合作進而提高合作績效。

4.2 未來研究展望

本文雖然對供應(yīng)商風(fēng)險治理、合作意愿與合作績效的關(guān)系做了深度的研究，但仍有以下不足。第一，研究僅深入探討了制造商與供應(yīng)商的合作，局限于上游供應(yīng)商的風(fēng)險治理，未來可從客戶風(fēng)險治理的角度考慮與合作績效的影響。第二，本研究問卷調(diào)研的數(shù)據(jù)來源相對單一。僅由一位被訪者填寫問卷可能會造成同源性偏差，雖然本研究采取一定方法證明本文數(shù)據(jù)的客觀性，但建議未來采用多種方法進行數(shù)據(jù)收集。