李 勃，徐 慧，和 征

(1.西安工程大學(xué) 管理學(xué)院；2.一帶一路紡織發(fā)展創(chuàng)新研究院，陜西 西安 710048)

0 引言

綠色產(chǎn)品創(chuàng)新是制造企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型的微觀基礎(chǔ)[1]。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，不僅能夠有效降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)和成本，而且可以加快產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)化進(jìn)程[2]。相對(duì)于普通產(chǎn)品創(chuàng)新而言，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新技術(shù)和市場(chǎng)不確定性較高，績(jī)效考核和收益分配形式多元化，導(dǎo)致企業(yè)對(duì)供應(yīng)商參與過程的控制難度較大，供應(yīng)商機(jī)會(huì)主義行為(泄露核心知識(shí)、違背資源配置承諾和違反協(xié)同創(chuàng)新規(guī)范等)問題嚴(yán)重[3]。這不僅會(huì)增加制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新成本，而且使得企業(yè)無法集成供應(yīng)商綠色技術(shù)專長(zhǎng)，最終導(dǎo)致供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能低下。

恰當(dāng)?shù)墓?yīng)商關(guān)系治理能夠增進(jìn)互信與承諾，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)協(xié)同創(chuàng)新過程中供應(yīng)商行為的有效控制[4-5]。目前，各種形式的供應(yīng)商關(guān)系治理(正式化控制、社會(huì)化控制和互補(bǔ)雙元控制等)對(duì)協(xié)同創(chuàng)新的正向作用已較為明確[5-9]。但外包型、協(xié)作型和咨詢型供應(yīng)商參與對(duì)各類組織間協(xié)同任務(wù)(共同創(chuàng)造、知識(shí)轉(zhuǎn)移和資源共享等)的側(cè)重程度不盡相同[9-10]。如果無法使治理形式與供應(yīng)商參與模式達(dá)到適配(Fit)，不僅浪費(fèi)關(guān)系治理資源，而且會(huì)提升供應(yīng)商參與效果的不確定性。另外，供應(yīng)商關(guān)系治理有助于動(dòng)員供應(yīng)商投入關(guān)系專用型資產(chǎn)(Relationship-specific Investments，以下簡(jiǎn)稱RSI)[11]。關(guān)系專用型資產(chǎn)充分投入是供應(yīng)商高質(zhì)量適應(yīng)行為的基礎(chǔ)，對(duì)制造商—供應(yīng)商協(xié)同任務(wù)目標(biāo)實(shí)現(xiàn)具有關(guān)鍵作用[12]。本文進(jìn)一步揭示供應(yīng)商RSI在供應(yīng)商參與模式—治理形式適配與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能間的作用，可為針對(duì)性關(guān)系治理機(jī)制開發(fā)奠定理論基礎(chǔ)。

綜上，基于交易成本理論和社會(huì)交換理論，揭示供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新情境下，供應(yīng)商參與模式—治理形式適配對(duì)供應(yīng)商參與效能的影響，以及供應(yīng)商RSI在上述關(guān)系間的中介作用。在此基礎(chǔ)上，揭示不同供應(yīng)商參與模式下能夠促使制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新達(dá)成預(yù)期效果的供應(yīng)商治理形式，以及供應(yīng)商參與模式—治理形式適配與供應(yīng)商參與效能間的轉(zhuǎn)換機(jī)制，可為中國(guó)制造企業(yè)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新實(shí)踐提供理論參考。

1 理論背景與假設(shè)

1.1 理論背景

1.1.1 供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新模式

供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新是指制造企業(yè)通過與供應(yīng)商共同設(shè)計(jì)綠色產(chǎn)品、確定綠色原材料標(biāo)準(zhǔn)和規(guī)范等，解決有關(guān)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新方面的問題，從而實(shí)現(xiàn)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新目標(biāo)[10,13]。根據(jù)供應(yīng)商承擔(dān)的責(zé)任和主導(dǎo)權(quán)，將供應(yīng)商參與模式分為白箱、灰箱和黑箱3種類型[14]。借鑒該思路，結(jié)合協(xié)同任務(wù)側(cè)重點(diǎn)的差異，將供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新分為外包型、協(xié)作型和咨詢型3種模式[9]，如圖1所示。由于供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的復(fù)雜性和不確定性較高，企業(yè)需要采取相關(guān)措施控制供應(yīng)商，從而確保供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的有效性[7]。由于3類供應(yīng)商參與模式對(duì)各種協(xié)同任務(wù)的側(cè)重程度不同，導(dǎo)致不同參與模式的關(guān)鍵成功因素存在較大差異[15]。例如，咨詢型供應(yīng)商參與重點(diǎn)在知識(shí)轉(zhuǎn)移，雙方關(guān)系承諾水平是知識(shí)轉(zhuǎn)移的關(guān)鍵[16]，而協(xié)作型供應(yīng)商參與側(cè)重聯(lián)合創(chuàng)造，信息共享和聯(lián)合決策效率是創(chuàng)新成功的關(guān)鍵[10]。因此，企業(yè)需要通過采取差異化措施保障不同協(xié)同任務(wù)目標(biāo)順利達(dá)成，但目前對(duì)于不同供應(yīng)商參與模式之間關(guān)鍵成功因素及保障措施的研究非常有限。

圖1 供應(yīng)商參與模式

1.1.2 供應(yīng)商關(guān)系治理形式

供應(yīng)商關(guān)系治理有助于企業(yè)在協(xié)同任務(wù)執(zhí)行過程中控制供應(yīng)商行為[17]。根據(jù)治理組織形式和結(jié)構(gòu)分為正式化控制與社會(huì)化控制[6,18]?；诮灰壮杀纠碚?，正式化控制能夠降低協(xié)同過程中雙方關(guān)系的不確定性，但其有效性受有限理性和制度環(huán)境的限制[6]?；谏鐣?huì)交換理論，社會(huì)化控制強(qiáng)調(diào)信任和共享，供應(yīng)商回饋制造企業(yè)的意愿可以從根源上避免機(jī)會(huì)主義行為，但關(guān)系規(guī)范的執(zhí)行剛性相對(duì)有限[4]。目前，對(duì)于正式化控制與社會(huì)化控制間的關(guān)系尚存爭(zhēng)議。有研究認(rèn)為，社會(huì)化控制將干擾正式化控制在明確責(zé)任方面的執(zhí)行力，兩種治理形式屬于替代(Substitutive)關(guān)系[17,19]。供應(yīng)商雙元治理(Ambidextrous Governance)研究指出，正式化控制為關(guān)系信任奠定了基礎(chǔ)[19]，社會(huì)化控制則克服了契約靈活性不足的缺陷[18]，兩種治理形式間存在互補(bǔ)關(guān)系，即互補(bǔ)雙元治理(Orthogonality Ambidextrous Governance)的觀點(diǎn)[7-8]。由此，形成正式化、社會(huì)化和互補(bǔ)雙元3種供應(yīng)商關(guān)系治理形式。由于不同供應(yīng)商參與模式對(duì)風(fēng)險(xiǎn)控制、職責(zé)劃分、目標(biāo)一致和知識(shí)共享等供應(yīng)商關(guān)系治理目標(biāo)的側(cè)重程度存在較大差異[4,14]，企業(yè)應(yīng)采取何種供應(yīng)商關(guān)系治理形式需要根據(jù)供應(yīng)商參與模式作出權(quán)衡。目前針對(duì)上述權(quán)變關(guān)系的研究還非常有限，治理形式與參與模式之間的適配關(guān)系仍不明晰。

1.1.3 供應(yīng)商RSI

制造企業(yè)與供應(yīng)商協(xié)同創(chuàng)新情境下，雙方在個(gè)別生產(chǎn)流程、產(chǎn)品規(guī)格和技術(shù)規(guī)范等方面存在兼容性不足的問題并不罕見[16]。為確保協(xié)同創(chuàng)新的有效性，需要供應(yīng)商作出改變，使其輸出與創(chuàng)新需求相匹配[12]。高質(zhì)量的適應(yīng)行為建立在供應(yīng)商投入大量關(guān)系專用型資產(chǎn)(專門的培訓(xùn)和專用設(shè)備)的基礎(chǔ)上[12,20]。相關(guān)研究表明，恰當(dāng)?shù)墓?yīng)商關(guān)系治理能夠使供應(yīng)商對(duì)制造企業(yè)產(chǎn)生正面預(yù)期，進(jìn)而提升供應(yīng)商對(duì)雙方關(guān)系的滿意度，使其為了維系與制造企業(yè)的長(zhǎng)期合作關(guān)系進(jìn)一步投入關(guān)系專用型資產(chǎn)[21-22]。根據(jù)交易成本理論，供應(yīng)商治理形式與協(xié)同模式的適配能使雙方關(guān)系達(dá)到更高的協(xié)調(diào)水平，進(jìn)而降低供應(yīng)商對(duì)投入關(guān)系專用型資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)感知水平[23]。因此，企業(yè)通過促進(jìn)供應(yīng)商RSI提升供應(yīng)商參與效能，需要保證供應(yīng)商治理形式與參與模式相適配。由此可見，供應(yīng)商參與模式與治理形式適配不僅能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能，而且對(duì)于動(dòng)員供應(yīng)商RSI具有非常重要的價(jià)值。然而，供應(yīng)商參與模式與治理形式之間具體的適配關(guān)系尚不明晰，針對(duì)上述適配關(guān)系能否有助于動(dòng)員供應(yīng)商RSI，以及供應(yīng)商RSI在不同供應(yīng)商參與模式中發(fā)揮何種作用的問題，鮮有研究涉及。

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 供應(yīng)商參與模式、治理形式與參與效能

外包型供應(yīng)商參與模式下，供應(yīng)商承擔(dān)綠色新產(chǎn)品的局部創(chuàng)新任務(wù)(如相關(guān)零部件、原材料或模塊開發(fā))，協(xié)同創(chuàng)新過程透明度偏低。同時(shí)，制造企業(yè)之所以采用外包型參與模式是因?yàn)榫G色產(chǎn)品創(chuàng)新的系統(tǒng)性、復(fù)雜性和技術(shù)新穎程度較高，而企業(yè)又缺乏相關(guān)綠色技術(shù)和創(chuàng)新能力。此時(shí)，如不能清晰界定雙方在協(xié)同任務(wù)中的責(zé)任，不僅會(huì)增加交易成本，而且可能導(dǎo)致雙方之間的嚴(yán)重沖突[7]。因此，明確責(zé)任和控制風(fēng)險(xiǎn)對(duì)提升外包型供應(yīng)商參與效果至關(guān)重要。

正式化控制通過詳細(xì)的條款確保協(xié)同創(chuàng)新中信息的對(duì)稱性和利益分配的公平性，不僅有利于明確雙方責(zé)任，而且能夠增加供應(yīng)商對(duì)協(xié)同創(chuàng)新過程中風(fēng)險(xiǎn)可控程度的認(rèn)知[4]。根據(jù)交易成本理論，可通過降低供應(yīng)商對(duì)協(xié)同創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的感知水平，使其響應(yīng)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新特殊需求的意愿得到提升[12]。由此可見，憑借正式化控制在控制風(fēng)險(xiǎn)和明確責(zé)任方面的優(yōu)勢(shì)，在外包型供應(yīng)商參與情境下，加強(qiáng)正式化控制有助于供應(yīng)商參與效能提升。相反，由于需要有效控制外包創(chuàng)新成本并降低外包任務(wù)的模糊性，在此情境下加強(qiáng)社會(huì)化控制，無法對(duì)雙方責(zé)任和績(jī)效目標(biāo)進(jìn)行剛性約束，最終會(huì)給外包型供應(yīng)商參與模式帶來巨大的隱患和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)[4,6]。如果采用互補(bǔ)雙元控制，由于外包型供應(yīng)商參與模式中供應(yīng)商承擔(dān)的任務(wù)具體且明確，加強(qiáng)社會(huì)化控制會(huì)對(duì)正式化控制的可執(zhí)行性產(chǎn)生干擾，造成雙方對(duì)合作規(guī)范的誤判，不僅不利于事前風(fēng)險(xiǎn)控制工作，而且會(huì)降低正式化控制對(duì)雙方協(xié)同創(chuàng)新的積極影響[19]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：外包型供應(yīng)商參與情境下，正式化控制比社會(huì)化控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H1b：外包型供應(yīng)商參與情境下，正式化控制比互補(bǔ)雙元控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H1c：外包型供應(yīng)商參與—正式化控制間適配對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響。

共同創(chuàng)造是協(xié)作型供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的重點(diǎn)任務(wù)，需要依靠頻繁且深入的跨組織溝通，為了一致性目標(biāo)開放共享相關(guān)知識(shí)[10]。因此，知識(shí)共享和聯(lián)合決策效率對(duì)供應(yīng)商參與效能提升至關(guān)重要。

根據(jù)社會(huì)交換理論，社會(huì)化控制產(chǎn)生的互信有助于提升跨組織交流深度和廣度，減少協(xié)同創(chuàng)新過程中的認(rèn)知差異[24]，使雙方愿意為了共同目標(biāo)積極貢獻(xiàn)，激勵(lì)雙方積極嘗試綠色技術(shù)和方法，通過協(xié)同創(chuàng)新創(chuàng)造更大的價(jià)值[7]。此外，良好的互動(dòng)氛圍對(duì)知識(shí)共享和聯(lián)合決策意義重大，通過社會(huì)化控制形成的關(guān)系規(guī)范能夠改善雙方互動(dòng)氛圍[25]。因此，加強(qiáng)社會(huì)化控制能夠使協(xié)作型供應(yīng)商參與達(dá)到理想效果。相反，由于當(dāng)前綠色技術(shù)處于快速變革期，加強(qiáng)正式化控制會(huì)導(dǎo)致創(chuàng)新過程和價(jià)值共創(chuàng)行為僵化，降低創(chuàng)新路徑切換的靈活性[26]。同時(shí)，根據(jù)社會(huì)交換理論，對(duì)于需要密切合作的伙伴加強(qiáng)正式化控制是缺乏信任的表現(xiàn)，不僅不利于提升知識(shí)共享質(zhì)量，而且會(huì)對(duì)聯(lián)合決策效率產(chǎn)生負(fù)向影響[17,19]。在協(xié)作型供應(yīng)商參與情境下，采用互補(bǔ)雙元控制并不能實(shí)現(xiàn)相互強(qiáng)化目標(biāo)。這是因?yàn)樵趨f(xié)作型供應(yīng)商參與過程中，需要開展密切互動(dòng)并確?；?dòng)效率，強(qiáng)化多種形式的控制會(huì)增加互動(dòng)成本，正式化控制帶來的約束還會(huì)降低互動(dòng)效率[19]，從而不利于制造企業(yè)與供應(yīng)商之間的共同創(chuàng)造。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：協(xié)作型供應(yīng)商參與情境下，社會(huì)化控制比正式化控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H2b：協(xié)作型供應(yīng)商參與情境下，社會(huì)化控制比互補(bǔ)雙元控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H2c：協(xié)作型供應(yīng)商參與—社會(huì)化控制間適配對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響。

咨詢型供應(yīng)商參與制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新主要強(qiáng)調(diào)供應(yīng)商對(duì)制造企業(yè)提供有針對(duì)性的協(xié)助(如專業(yè)知識(shí)、方案建議和技術(shù)人員培訓(xùn)等)，以彌補(bǔ)制造企業(yè)在綠色創(chuàng)新資源方面的不足[10]。因此，動(dòng)員和吸納供應(yīng)商綠色產(chǎn)品創(chuàng)新資源對(duì)提高咨詢型供應(yīng)商參與效能至關(guān)重要。

根據(jù)社會(huì)交換理論，社會(huì)化控制有助于供應(yīng)鏈企業(yè)間的理解、信任與承諾，從而促進(jìn)彼此資源共享[4]。此外，社會(huì)化控制能夠幫助制造企業(yè)克服供應(yīng)商技術(shù)資源轉(zhuǎn)移過程中不可預(yù)見的困難(例如操作系統(tǒng)不兼容、隱性知識(shí)理解有誤和人員沖突等)，從而提升企業(yè)獲取供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源的靈活性和針對(duì)性[6]。然而，在咨詢型供應(yīng)商參與中，僅靠社會(huì)化控制并不能確保供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源獲取的可靠性。這是因?yàn)榫G色產(chǎn)品創(chuàng)新的復(fù)雜性和不確定性較高，協(xié)同創(chuàng)新過程中面臨較大的機(jī)會(huì)主義行為風(fēng)險(xiǎn)(如泄露或隱瞞核心知識(shí)、違背資源共享承諾等)，需要詳細(xì)且具備強(qiáng)制力的契約為雙方提供支撐[4]。同時(shí)，以契約形式對(duì)未來雙方權(quán)力、責(zé)任、利益以及協(xié)同創(chuàng)新目標(biāo)進(jìn)行詳細(xì)說明，有助于雙方產(chǎn)生事前理性認(rèn)知，降低供應(yīng)商創(chuàng)新資源(如知識(shí))轉(zhuǎn)移過程中出現(xiàn)分歧的可能性[4,18]。同樣，僅依靠正式化控制也不能保證資源獲取和知識(shí)轉(zhuǎn)移效率，需要通過社會(huì)化控制建立信任、承諾以及共同的合作愿景，激發(fā)供應(yīng)商主動(dòng)分享關(guān)鍵技術(shù)資源的意愿，確保協(xié)同創(chuàng)新項(xiàng)目能夠準(zhǔn)確、及時(shí)和充分地獲取供應(yīng)商綠色技術(shù)資源[17]。因此，咨詢型供應(yīng)商參與情境下，采用互補(bǔ)雙元控制能夠使供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能獲得較大提升。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3a：咨詢型供應(yīng)商參與情境下，互補(bǔ)雙元控制比正式化控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H3b：咨詢型供應(yīng)商參與情境下，互補(bǔ)雙元控制比社會(huì)化控制更能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能；

H3c：咨詢型供應(yīng)商參與—互補(bǔ)雙元控制間適配對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響。

1.2.2 供應(yīng)商RSI的中介作用

供應(yīng)商RSI投入是指供應(yīng)商為滿足制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新要求投入的專用型資產(chǎn)(如更換生產(chǎn)設(shè)備、系統(tǒng)、員工培訓(xùn)、掌握特定知識(shí)等)[21]。根據(jù)交易成本理論，供應(yīng)商治理形式與協(xié)同模式適配可以使雙方關(guān)系達(dá)到更高的協(xié)調(diào)水平。在這種協(xié)調(diào)關(guān)系中，雙方溝通更順暢，供應(yīng)商能夠?qū)χ圃炱髽I(yè)的可靠性和動(dòng)機(jī)產(chǎn)生正面認(rèn)知，從而降低供應(yīng)商關(guān)系風(fēng)險(xiǎn)感知水平[23]。在此基礎(chǔ)上，供應(yīng)商面向綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新配置專用型資源的不確定性降低，面向制造企業(yè)投入更多關(guān)系專用型資產(chǎn)的意愿增強(qiáng)[12]。此外，協(xié)調(diào)合作關(guān)系能夠使雙方形成共同愿景和目標(biāo)，提升雙方關(guān)系戰(zhàn)略匹配程度，促使供應(yīng)商為成功實(shí)現(xiàn)價(jià)值共創(chuàng)增加關(guān)系專用型資產(chǎn)投入[4]。

根據(jù)交易成本理論，隨著供應(yīng)商RSI規(guī)模擴(kuò)大，供應(yīng)商機(jī)會(huì)主義行為成本增加，從而促進(jìn)雙方戰(zhàn)略信息共享[27]。在此基礎(chǔ)上，供應(yīng)商能更加精準(zhǔn)地把握制造企業(yè)創(chuàng)新需求，從而提高自身對(duì)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新的實(shí)際貢獻(xiàn)[28]。供應(yīng)商投入關(guān)系專用型資產(chǎn)的目的是滿足制造企業(yè)需求，而適應(yīng)性行為會(huì)強(qiáng)化雙方之間關(guān)系的鎖定效應(yīng)(Locked In)，增加供應(yīng)商的依賴[12,15]。在此基礎(chǔ)上，供應(yīng)商為了獲得長(zhǎng)期效益或避免更大損失，在參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中與制造企業(yè)相向而行的動(dòng)機(jī)得到充分強(qiáng)化[29]。由此可見，供應(yīng)商參與模式與治理形式適配能夠通過促進(jìn)雙方關(guān)系協(xié)調(diào)、互信，促使供應(yīng)商主動(dòng)投入RSI并以此滿足企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的特殊需求，進(jìn)一步鞏固雙方關(guān)系，從而使供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新達(dá)到更加理想的效果。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H4：供應(yīng)商RSI在供應(yīng)商參與模式—供應(yīng)商治理形式適配與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能間發(fā)揮中介作用。

結(jié)合上述假設(shè)，本文構(gòu)建研究概念模型，如圖2所示。

(RSI：Relationship-specific Investments關(guān)系專用型投資)

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量測(cè)量

2.1.1 量表前測(cè)

根據(jù)已有研究[9,10,14]和企業(yè)訪談結(jié)果設(shè)計(jì)供應(yīng)商參與測(cè)量量表。通過因子分析，將3個(gè)因子分別命名為外包型供應(yīng)商參與、協(xié)作型供應(yīng)商參與和咨詢型供應(yīng)商參與。外包型供應(yīng)商參與(OT)反映在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中，按照制造企業(yè)需求，由供應(yīng)商主導(dǎo)并負(fù)責(zé)完成新產(chǎn)品局部創(chuàng)新任務(wù)的程度；協(xié)作型供應(yīng)商參與(CT)反映在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中由雙方共同主導(dǎo)并負(fù)責(zé)完成相關(guān)創(chuàng)新任務(wù)的程度；咨詢型供應(yīng)商參與(IT)反映在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中由制造企業(yè)主導(dǎo)并負(fù)責(zé)完成具體創(chuàng)新任務(wù)的程度。3種供應(yīng)商參與量表具有較好的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，繼續(xù)發(fā)放問卷，測(cè)量題項(xiàng)見表1。

2.1.2 量表修正

在已有成熟量表的基礎(chǔ)上，根據(jù)具體研究情境進(jìn)行適當(dāng)修改，除控制變量外，所有變量均采用Likert 7級(jí)量表，數(shù)字1～7代表受訪者對(duì)題項(xiàng)的肯定程度。修正后變量測(cè)量方法如下：

(1)正式化控制(FC)反映在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情境下，制造企業(yè)強(qiáng)調(diào)通過與供應(yīng)商簽訂正式且詳盡的契約，發(fā)展和維持雙方合作關(guān)系的程度。借鑒Zhang等[6]的正式化控制量表和Huo等[4]的詳盡契約量表，形成包括4題項(xiàng)的測(cè)量量表(見表1)。

(2)社會(huì)化控制(SC)反映在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情境下，制造企業(yè)強(qiáng)調(diào)通過各種社會(huì)化行為發(fā)展和維持雙方長(zhǎng)期合作關(guān)系的程度。借鑒Zhang等[6]的社會(huì)化控制量表和Huo等[4]的關(guān)系治理量表，最終形成包括4個(gè)題項(xiàng)的測(cè)量量表(見表1)。

(3)供應(yīng)商關(guān)系專用型投資(RSI)是指在制造商—供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中，供應(yīng)商為滿足制造企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的特殊要求所進(jìn)行的不可收回資源投入。借鑒Wagner等[21]、Harmancioglu等[30]的研究成果，最終形成包括6個(gè)題項(xiàng)的測(cè)量量表(見表1)。

(4)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能(SIE)反映綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中，將供應(yīng)商的技術(shù)能力或創(chuàng)新意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)質(zhì)性貢獻(xiàn)的程度。借鑒李勃等(2020)的研究量表，最終形成包括4個(gè)題項(xiàng)的測(cè)量量表(見表1)。

(5)控制變量。選取樣本企業(yè)規(guī)模、成立年限和供應(yīng)商關(guān)系依賴程度作為本研究控制變量。企業(yè)規(guī)模和成立年限作為內(nèi)生因素，能夠影響供應(yīng)商在參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新過程中的資源共享意愿[18]，供應(yīng)商關(guān)系依賴程度作為外生因素，能夠影響供應(yīng)商的資源配置意愿[21]，可能對(duì)供應(yīng)商參與效能產(chǎn)生影響。企業(yè)規(guī)模采用企業(yè)在職員工總數(shù)測(cè)度，成立年限以企業(yè)成立至今的運(yùn)營(yíng)年數(shù)進(jìn)行測(cè)度，供應(yīng)商關(guān)系依賴采用近3年制造企業(yè)對(duì)供應(yīng)商的訂單占其年銷售額之比加以度量。

表1 測(cè)量量表內(nèi)容及結(jié)果

2.2 數(shù)據(jù)收集

為確保問卷回收的有效性，選擇對(duì)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求比較迫切的制造企業(yè)作為抽樣對(duì)象。采用以下3種數(shù)據(jù)收集途徑：一是邀請(qǐng)某知名高校管理學(xué)院的MBA、EMBA學(xué)員填寫問卷，并邀請(qǐng)其同事共同完成問卷填寫；二是借助人脈關(guān)系聯(lián)系園區(qū)和行業(yè)協(xié)會(huì)工作人員，現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放并回收問卷；三是通過檢索相關(guān)行業(yè)協(xié)會(huì)成員目錄，對(duì)可接觸的企業(yè)進(jìn)行問卷發(fā)放。為了盡可能降低同源性帶來的測(cè)量偏差，設(shè)計(jì)一式兩份問卷，A問卷由企業(yè)高管就供應(yīng)商治理形式和供應(yīng)商參與相關(guān)問題進(jìn)行填寫，B問卷由同一企業(yè)的相關(guān)部門經(jīng)理就供應(yīng)商RSI和供應(yīng)商參與效能相關(guān)題項(xiàng)進(jìn)行填寫，按1∶1的比例發(fā)放。共發(fā)放520份問卷，剔除無效問卷后，最終得到246份有效問卷，有效回收率為47.30%。有效樣本特征描述如表2所示。

2.3 同源方差檢驗(yàn)

采用Harman單因素分析法對(duì)本研究同源性問題進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，最大因子對(duì)總方差的解釋為30.898%，所有因子的總方差解釋為80.156%，不存在一個(gè)公因子解釋大部分變異量的情況。因此，同源性問題不會(huì)影響研究結(jié)果。

表2 樣本特征描述(N=246)

3 實(shí)證分析

3.1 信效度檢驗(yàn)與相關(guān)分析

檢驗(yàn)變量?jī)?nèi)部一致性發(fā)現(xiàn)，研究所涉及變量的Cronbach's α值均大于0.8的理想標(biāo)準(zhǔn)，符合信度要求。量表大多經(jīng)過反復(fù)修改，具有較好的內(nèi)容效度。對(duì)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析以檢驗(yàn)收斂效度，計(jì)算結(jié)果顯示，各變量題項(xiàng)因子載荷均大于0.6的理想值，CR值均大于0.7的標(biāo)準(zhǔn)，AVE值均大于0.5的標(biāo)準(zhǔn)，表明量表收斂效度較好。區(qū)分效度檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，任意變量與除控制變量外的其它變量相關(guān)系數(shù)均小于該變量AVE的平方根，說明區(qū)分效度良好。

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究驗(yàn)證兩個(gè)變量間的適配性對(duì)因變量的影響，以及中介變量在其中的作用，因而不能通過單個(gè)變量與因變量的相關(guān)系數(shù)對(duì)假設(shè)進(jìn)行證明。從表3可以看出，變量具有不同程度的相關(guān)性，如外包型、協(xié)作型、咨詢型與正式化控制呈現(xiàn)不同的相關(guān)關(guān)系(β=0.117; β=-0.244,p<0.01; β=0.225,p<0.01)；外包型、協(xié)作型、咨詢型與供應(yīng)商RSI也呈現(xiàn)不同的相關(guān)關(guān)系(β=0.499,p<0.01; β=0.250,p<0.01; β=0.370,p<0.01)。由此，需要進(jìn)一步驗(yàn)證適配關(guān)系和供應(yīng)商RSI的中介作用。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與相關(guān)系數(shù)

3.2.2 適配關(guān)系檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)供應(yīng)商參與模式與供應(yīng)商治理形式適配的有效性時(shí)，主要借鑒Liu等[31]、Arranz等[32]的研究方法，分兩步進(jìn)行：第一階段采用關(guān)系臨界測(cè)試，通過比較供應(yīng)商參與模式與治理形式間不同組合所解釋的方差比例檢驗(yàn)相關(guān)假設(shè)，并進(jìn)行半偏相關(guān)分析，通過貢獻(xiàn)比較初步檢驗(yàn)適配關(guān)系；第二階段，采用交互與偏差分?jǐn)?shù)并行方法進(jìn)一步檢驗(yàn)適配關(guān)系。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證以上分析結(jié)果，通過半偏相關(guān)分析檢驗(yàn)供應(yīng)商參與模式和供應(yīng)商治理形式適配對(duì)供應(yīng)商參與效能的獨(dú)立貢獻(xiàn),結(jié)果見表5。外包型×正式化對(duì)供應(yīng)商參與效能的貢獻(xiàn)為0.264，外包型×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商參與效能的貢獻(xiàn)為0.085，外包型×正式化×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商參與效能的貢獻(xiàn)為0.025。由此可知，外包型參與模式與正式化控制適配對(duì)供應(yīng)商參與效能的促進(jìn)作用最顯著。同理可得，協(xié)作型參與模式與社會(huì)化控制適配對(duì)供應(yīng)商參與效能的貢獻(xiàn)最大(0.371)，咨詢型參與模式與互補(bǔ)雙元控制適配對(duì)供應(yīng)商參與效能的貢獻(xiàn)最大(0.242)。由此可知，外包型供應(yīng)商參與情境下采用正式化控制更有效，協(xié)作型供應(yīng)商參與情境下采用社會(huì)化控制更有效，咨詢型供應(yīng)商參與情境下采用互補(bǔ)雙元控制更能提高供應(yīng)商參與效能。因此，H1c、H2c、H3c得到初步驗(yàn)證。

表4 回歸分析結(jié)果

表5 半偏相關(guān)分析結(jié)果

第二階段，采用交互與偏差分?jǐn)?shù)并行方法進(jìn)一步檢驗(yàn)適配關(guān)系。當(dāng)二者交互項(xiàng)對(duì)供應(yīng)商參與效能具有正向影響且二者之差的絕對(duì)值對(duì)供應(yīng)商參與效能具有負(fù)向影響時(shí)，二者關(guān)系為適配關(guān)系。對(duì)所有變量進(jìn)行中心化處理，以避免多重共線性。如表6所示，外包型×正式化、協(xié)作型×社會(huì)化、咨詢型×正式化×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商參與效能具有正向影響(β=0.490,p<0.001; β=0.437,p<0.001; β=0.472,p<0.001)，|外包型-正式化|、|協(xié)作型-社會(huì)化|、|咨詢型-正式化×社會(huì)化|對(duì)供應(yīng)商參與效能具有負(fù)向影響(β=-0.224,p<0.001; β=-0.165,p<0.05; β=-0.140,p<0.05)，說明存在適配關(guān)系，即外包型供應(yīng)商參與和正式化控制相適配，協(xié)作型供應(yīng)商參與和社會(huì)化控制相適配，咨詢型供應(yīng)商參與和互補(bǔ)雙元控制相適配，進(jìn)一步驗(yàn)證了H1c、H2c、H3c。

3.2.3 中介作用檢驗(yàn)

適配關(guān)系得到證實(shí)，使用“×”表示適配關(guān)系，進(jìn)一步檢驗(yàn)供應(yīng)商RSI的中介作用，結(jié)果見表6。

表6 分層逐步回歸分析結(jié)果

(1)外包型×正式化對(duì)供應(yīng)商RSI具有正向影響(β=0.842,p<0.001)，供應(yīng)商RSI對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，外包型×正式化對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能的影響系數(shù)由原本的0.490(p<0.001)變得不顯著(β=0.141)，說明供應(yīng)商RSI在外包型×正式化與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能關(guān)系間發(fā)揮完全中介作用。

(2)協(xié)作型×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商RSI具有正向影響(β=0.378,p<0.001)，供應(yīng)商RSI對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，協(xié)作型×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能的影響(β=0.437,p<0.001)有所下降但仍顯著(β=0.349,p<0.001)，說明供應(yīng)商RSI在協(xié)作型×社會(huì)化與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能關(guān)系間發(fā)揮部分中介作用。

(3)咨詢型×正式×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商RSI具有正向影響(β=0.522,p<0.001)，供應(yīng)商RSI對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，咨詢型×正式化×社會(huì)化對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能的影響(β=0.472,p<0.001)有所下降但仍然顯著(β=0.261,p<0.001)，說明供應(yīng)商RSI在咨詢型×正式×社會(huì)化與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能關(guān)系間發(fā)揮部分中介作用。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

進(jìn)一步采用Bootstrap法對(duì)有關(guān)中介作用的結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(見表7、8)。外包型×正式化的直接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.128 8，95%的置信區(qū)間CI=[-0.028 9,0.286 6]包含0，沒有達(dá)到顯著性水平，外包型×正式化對(duì)供應(yīng)商參與效能不具有直接影響，間接效應(yīng)的點(diǎn)估計(jì)值為0.438 7，95%的置信區(qū)間CI=[0.263 9,0.626 3]不包含0，達(dá)到顯著性水平。因此，認(rèn)為供應(yīng)商RSI在外包型×正式化和供應(yīng)商參與效能之間發(fā)揮完全中介作用。協(xié)作型×社會(huì)化的直接效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為0.390 8，95%的置信區(qū)間CI=[0.291 0,0.490 7]，間接效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為0.232 1，95%的置信區(qū)間CI=[0.138 0,0.346 4]，置信區(qū)間均不包含0，均達(dá)到顯著性水平。因此，可以認(rèn)為供應(yīng)商RSI在協(xié)作型×社會(huì)化和供應(yīng)商參與效能之間發(fā)揮部分中介作用；咨詢型×正式化×社會(huì)化的直接效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為0.282 9，95%的置信區(qū)間CI=[0.170 7,0.395 1]，間接效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值為0.307 8，95%的置信區(qū)間CI=[0.199 8,0.442 9]，置信區(qū)間均不包含0。因此，可以認(rèn)為供應(yīng)商RSI在咨詢型×正式化×社會(huì)化和供應(yīng)商參與效能之間發(fā)揮部分中介作用。綜上，H4得到驗(yàn)證。

表7 中介效應(yīng)的Bootstrap穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(直接效應(yīng))

表8 中介效應(yīng)的Bootstrap穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(間接效應(yīng))

根據(jù)企業(yè)類型將樣本分為兩組：一組為傳統(tǒng)制造企業(yè)，共128個(gè)樣本；另一組為先進(jìn)制造企業(yè)，共118個(gè)樣本。運(yùn)用分層逐步回歸分析法對(duì)兩組樣本進(jìn)行分析，結(jié)果表明，大部分變量的回歸系數(shù)符號(hào)及顯著性基本保持一致，檢驗(yàn)結(jié)果未發(fā)生改變。因此，可以認(rèn)為研究結(jié)果整體具有一定的穩(wěn)健性。

4 結(jié)語

4.1 研究結(jié)論

本研究構(gòu)建了一個(gè)兼顧適配關(guān)系與中介作用的模型，既強(qiáng)調(diào)供應(yīng)商參與模式—供應(yīng)商治理形式間適配對(duì)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能提升的重要作用，也揭示了供應(yīng)商RSI在不同適配關(guān)系與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能間的作用差異，通過實(shí)證檢驗(yàn)得出如下結(jié)論：

(1)供應(yīng)商參與模式—供應(yīng)商治理形式適配能夠使供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新更有效。具體而言：外包型供應(yīng)商參與和正式化控制適配，協(xié)作型供應(yīng)商參與和社會(huì)化控制適配，咨詢型供應(yīng)商參與和互補(bǔ)雙元控制適配，若能形成上述適配關(guān)系則有利于供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能提高。這一研究結(jié)論與預(yù)期假設(shè)H1、H2、H3一致。

(2)供應(yīng)商RSI在協(xié)作型供應(yīng)商參與—社會(huì)化控制間適配與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能間發(fā)揮部分中介作用；供應(yīng)商RSI在咨詢型供應(yīng)商參與—互補(bǔ)雙元控制適配與供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能間發(fā)揮部分中介作用。上述研究結(jié)論與預(yù)期假設(shè)H4相一致，且進(jìn)一步細(xì)化了該假設(shè)。

(3)外包型供應(yīng)商參與—正式化控制間適配需要通過供應(yīng)商RSI的橋梁作用才能提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能，即供應(yīng)商RSI在上述關(guān)系中發(fā)揮完全中介作用。在外包型供應(yīng)商參與情境下，正式化控制的核心作用在于提升供應(yīng)商對(duì)協(xié)同創(chuàng)新過程中風(fēng)險(xiǎn)可控程度的認(rèn)知水平[4]。根據(jù)交易成本理論，風(fēng)險(xiǎn)可控是供應(yīng)商RSI的必要前提，外包型供應(yīng)商參與的正向作用必須通過動(dòng)員供應(yīng)商RSI(如專門的培訓(xùn)、設(shè)計(jì)和工藝改造等)[23]，才能獲得高度定制化的零部件、原材料或子系統(tǒng)。否則，由于外包型供應(yīng)商參與透明程度較低，供應(yīng)商參與很可能成為競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手“搭便車”的捷徑，供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的實(shí)際價(jià)值將大幅下降。上述結(jié)論進(jìn)一步細(xì)化了H4的觀點(diǎn)。

(4)基于實(shí)證研究結(jié)果(H1、H2、H3和H4得到驗(yàn)證)，在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情境下，制造企業(yè)對(duì)供應(yīng)商的正式化控制和社會(huì)化控制不存在絕對(duì)互補(bǔ)關(guān)系或替代關(guān)系，上述關(guān)系會(huì)隨供應(yīng)商參與模式的變化而變化。

4.2 理論貢獻(xiàn)

(1)以提升供應(yīng)商關(guān)系治理效果為目標(biāo)，揭示了供應(yīng)商參與模式與供應(yīng)商治理形式之間的適配關(guān)系，豐富了企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新相關(guān)研究。已有研究?jī)H對(duì)供應(yīng)商關(guān)系治理與協(xié)同創(chuàng)新績(jī)效間的關(guān)系進(jìn)行論證[4,18,30]，但就如何開展供應(yīng)商關(guān)系治理才能達(dá)到更好的效果，相關(guān)理論仍未闡明。本研究以供應(yīng)商參與模式和供應(yīng)商治理形式的微觀構(gòu)成作為切入點(diǎn)，揭示供應(yīng)商參與模式與供應(yīng)商治理形式之間的多種適配形式，不僅回答了有關(guān)不同供應(yīng)商治理形式間的關(guān)系問題[8,17,19]，而且從關(guān)系治理效果角度，進(jìn)一步拓展了企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新理論。

(2)將供應(yīng)商RSI作為中介變量引入供應(yīng)商參與模式×治理形式—供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能適配作用路徑中，明確了使供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新更有效的過程機(jī)制。已有研究發(fā)現(xiàn)，恰當(dāng)?shù)墓?yīng)商關(guān)系治理有助于動(dòng)員供應(yīng)商RSI[11,12，22]，優(yōu)先獲取供應(yīng)商資源能夠促進(jìn)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能提升，但未進(jìn)一步論證供應(yīng)商RSI在供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新過程中的作用，以及能夠有效動(dòng)員供應(yīng)商RSI的機(jī)制。在此基礎(chǔ)上，本文揭示了能夠促使供應(yīng)商RSI的供應(yīng)商參與模式—治理形式適配關(guān)系，對(duì)比分析供應(yīng)商RSI對(duì)主效應(yīng)路徑的不同作用，豐富了供應(yīng)商動(dòng)員理論和綠色技術(shù)創(chuàng)新管理研究。

4.3 管理啟示

(1)供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情境下，正式化和社會(huì)化控制均能對(duì)供應(yīng)商行為控制產(chǎn)生積極作用，但為了節(jié)約供應(yīng)商控制成本并提高供應(yīng)商參與效能，管理者需要根據(jù)供應(yīng)商參與模式，主動(dòng)匹配合適的供應(yīng)商關(guān)系治理形式。

(2)在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中，供應(yīng)商RSI是提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效能的重要途徑。企業(yè)不僅需要根據(jù)供應(yīng)商參與模式采用相適配的供應(yīng)商治理形式，還應(yīng)關(guān)注供應(yīng)商RSI在不同適配關(guān)系中的差異化作用，對(duì)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新進(jìn)行重點(diǎn)發(fā)力。尤其在外包型供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新情境下，需要對(duì)正式化控制機(jī)制進(jìn)行設(shè)計(jì)，確保供應(yīng)商充分投入關(guān)系專用型資產(chǎn)，從而保障供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新能夠達(dá)到預(yù)期效果。

4.4 研究局限與展望

研究存在以下局限：首先，通過靜態(tài)問卷調(diào)查獲取橫截面數(shù)據(jù)測(cè)量3種供應(yīng)商參與模式可能存在主觀因素的影響，未來可以采取實(shí)驗(yàn)研究與靜態(tài)數(shù)據(jù)相結(jié)合的方法彌補(bǔ)上述不足；其次，僅探討了單一情境下適配的供應(yīng)商治理形式，未針對(duì)多種供應(yīng)商參與同時(shí)發(fā)生的復(fù)雜情境進(jìn)行深入分析；最后，為了使研究更加聚焦，對(duì)供應(yīng)商雙元治理的探討僅限于互補(bǔ)雙元層面，后續(xù)研究可進(jìn)一步探討平衡雙元治理對(duì)供應(yīng)商參與效能的影響及其適配的供應(yīng)商參與情境。