李 勃，王叢迪，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

相對傳統(tǒng)產(chǎn)品創(chuàng)新，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新涉及新知識和不同產(chǎn)業(yè)交叉融合的情況更普遍(如電動汽車技術(shù))，具有更高的復(fù)雜性和技術(shù)新穎性[1]。為盡早發(fā)現(xiàn)潛在技術(shù)問題，降低創(chuàng)新風(fēng)險并提高創(chuàng)新效率，制造企業(yè)迫切需要通過跨邊界供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新推進(jìn)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，即通過供應(yīng)商參與的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新實現(xiàn)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新的實際效果取決于供應(yīng)商創(chuàng)新性，供應(yīng)商對協(xié)同創(chuàng)新項目準(zhǔn)確、及時和充分地投入資源是供應(yīng)商創(chuàng)新性的關(guān)鍵[2-3]。然而，隨著制造業(yè)供應(yīng)鏈耦合度提升，優(yōu)質(zhì)綠色創(chuàng)新資源越來越稀缺，供應(yīng)商對綠色創(chuàng)新資源的分配表現(xiàn)出明顯非均衡性。為激發(fā)供應(yīng)商的創(chuàng)新性，制造企業(yè)需要采取相關(guān)措施獲取供應(yīng)商的綠色創(chuàng)新資源。

已有研究表明，契約治理能夠促使供應(yīng)商加大對雙方關(guān)系資源的投入[4]。根據(jù)契約整體設(shè)計思路差異，可分為過程控制型契約和目標(biāo)激勵型契約[5]。已有研究更多關(guān)注契約功能模塊設(shè)置及影響[6]，尚未探明不同契約形式與供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源之間的關(guān)系。此外，由于綠色新產(chǎn)品評判標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一，綠色新產(chǎn)品之間的產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性差異顯著[7]，將進(jìn)一步影響契約治理效果[8]。但已有研究并未闡明以上協(xié)同創(chuàng)新任務(wù)內(nèi)在特征對契約形式選擇的影響，更未探究恰當(dāng)?shù)钠跫s形式對協(xié)同伙伴資源投放的作用。理論的缺失導(dǎo)致制造企業(yè)不能根據(jù)綠色新產(chǎn)品的內(nèi)在特征向供應(yīng)商提供合適的契約，限制綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商的創(chuàng)新性。據(jù)此，根據(jù)中國制造企業(yè)樣本數(shù)據(jù)實證研究，從契約治理視角出發(fā)，考慮綠色新產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性，探明供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中契約形式和供應(yīng)商創(chuàng)新性之間的關(guān)系，不僅可以拓展綠色技術(shù)創(chuàng)新管理相關(guān)研究，還能為中國制造企業(yè)通過整合供應(yīng)商資源開發(fā)綠色新產(chǎn)品提供新思路。

1 理論基礎(chǔ)

1.1 供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新

綠色產(chǎn)品創(chuàng)新是指將可持續(xù)理念引入新產(chǎn)品全生命周期，最小化新產(chǎn)品對生態(tài)環(huán)境和人體健康的負(fù)面影響，最大化資源利用率的產(chǎn)品創(chuàng)新實踐[9]。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新是指制造企業(yè)通過與供應(yīng)商協(xié)同設(shè)計綠色產(chǎn)品、共同確定綠色原材料標(biāo)準(zhǔn)和設(shè)計規(guī)范等，使制造企業(yè)能夠通過供應(yīng)商的參與解決其創(chuàng)新過程中知識、技術(shù)以及相關(guān)資源不足的問題，進(jìn)而開展綠色產(chǎn)品創(chuàng)新企業(yè)間協(xié)同活動[10-11]。供應(yīng)商參與價值不僅在于能夠使制造企業(yè)獲取綠色零部件、原料和工藝，還包括通過與供應(yīng)商協(xié)同創(chuàng)新提升新產(chǎn)品的綠色性能[12-13]。已有研究表明，供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新能夠有效提升綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效率并降低創(chuàng)新風(fēng)險[10]。

早期研究普遍將供應(yīng)商選擇和評價視為實現(xiàn)供應(yīng)商參與目標(biāo)的關(guān)鍵[14]。隨著研究深入，發(fā)現(xiàn)制造企業(yè)最需要的是與供應(yīng)商基于產(chǎn)品創(chuàng)新具體需求開展協(xié)同創(chuàng)新，但不少所謂的“優(yōu)質(zhì)”供應(yīng)商出于自身利益不能在協(xié)同創(chuàng)新中全力以赴，導(dǎo)致實際參與效果并不理想[3,15]。為此，Schiele等[16]使用供應(yīng)商創(chuàng)新性反映產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商面向制造企業(yè)創(chuàng)新需求而創(chuàng)新的能力和意愿，并指出激發(fā)供應(yīng)商創(chuàng)新性是供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新成功的關(guān)鍵。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中的創(chuàng)新性，體現(xiàn)了供應(yīng)商按制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求而創(chuàng)新的能力和意愿，是評價供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新實際效果的關(guān)鍵指標(biāo)[2]。如果制造企業(yè)不能在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中準(zhǔn)確、及時和充分獲取供應(yīng)商的綠色創(chuàng)新資源，將限制供應(yīng)商的創(chuàng)新性，不利于綠色協(xié)同創(chuàng)新任務(wù)順利完成[17]。然而，在供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，通過優(yōu)先獲取供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源，激發(fā)供應(yīng)商創(chuàng)新性的研究非常有限。

1.2 供應(yīng)商資源動員與契約治理

由于供應(yīng)商差異化對待不同制造企業(yè)的情況非常普遍，根據(jù)反向營銷觀點，如何動員供應(yīng)商積極配合制造企業(yè)成為不可回避的問題。在此基礎(chǔ)上，逐漸形成有關(guān)供應(yīng)商資源動員的研究，以期為制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商的人、財、物、知識等資源提供理論指導(dǎo)[18]。Ebers等[19]指出，制造商—供應(yīng)商之間的信任、契約安全性、權(quán)力不平衡都能驅(qū)動供應(yīng)商創(chuàng)新資源轉(zhuǎn)移。從契約治理角度出發(fā)，供應(yīng)商資源動員的核心在于抑制機會主義行為預(yù)期[20]。正式書面契約能夠借助強制措施防范合作伙伴的機會主義行為，使合作伙伴建立起合作信心，以此激勵合作伙伴為協(xié)同任務(wù)投入資源[21]。契約的設(shè)計思路和出發(fā)點決定契約形式[6]，具體分為過程控制型契約和目標(biāo)激勵型契約，前者強調(diào)契約對合作過程中雙方行為與權(quán)責(zé)劃分闡釋詳細(xì)且精準(zhǔn)，后者則強調(diào)契約對合作伙伴績效目標(biāo)以及相應(yīng)獎勵闡釋清晰明確[5]。契約的整體形式更深層次地影響著供應(yīng)商對制造企業(yè)主導(dǎo)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目的預(yù)期[22]，因而能夠?qū)?yīng)商綠色創(chuàng)新資源配置意愿產(chǎn)生影響。

綜上，本文認(rèn)為供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，恰當(dāng)選擇契約形式能夠促使供應(yīng)商優(yōu)先面向綠色產(chǎn)品創(chuàng)新投入綠色創(chuàng)新資源，進(jìn)而有效激發(fā)供應(yīng)商的創(chuàng)新性。由于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的特殊性，綠色新產(chǎn)品之間的復(fù)雜性和新穎性存在較大差異，需要供應(yīng)商承擔(dān)的風(fēng)險也不盡相同，很可能會影響契約治理效果。因此，需要考慮綠色新產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

2 研究假設(shè)與理論模型

2.1 契約治理與供應(yīng)商創(chuàng)新性

通過簽訂過程控制型契約，供應(yīng)商可以更清晰地評估自身任務(wù)量和風(fēng)險，有助于建立對制造企業(yè)的信任以及對雙方關(guān)系的正面預(yù)期，故能激勵供應(yīng)商面向制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求的創(chuàng)新。然而，過程控制型契約即使再詳細(xì)也難以說明未來可能發(fā)生的情況。當(dāng)契約過于詳細(xì)時，雙方合作會變得僵化，不僅不利于高效信息共享和隱性知識轉(zhuǎn)移，還降低雙方應(yīng)對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新風(fēng)險的能力[23]。同時，契約詳盡程度提升會逐步壓縮供應(yīng)商根據(jù)實際情況進(jìn)行調(diào)整的空間，降低供應(yīng)商創(chuàng)新的自主性和自由度，最終限制供應(yīng)商在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中的創(chuàng)新能力。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，過程控制型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性之間存在倒U型關(guān)系。

基于代理理論，將供應(yīng)商收益和績效掛鉤可以使制造企業(yè)與供應(yīng)商的利益保持一致，使制造企業(yè)可以影響供應(yīng)商的行為和決策[22]。綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情境下，目標(biāo)激勵型契約規(guī)定供應(yīng)商所獲利益與其努力和貢獻(xiàn)聯(lián)系密切，能夠促使供應(yīng)商根據(jù)制造企業(yè)特定需求參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。此外，目標(biāo)激勵型契約專注于結(jié)果，供應(yīng)商擁有較大的自主權(quán)，制造企業(yè)介入供應(yīng)商日常操作的空間較小，此時制造企業(yè)不會輕易干涉供應(yīng)商行為，在客觀上避免了沖突。雙方因責(zé)任和義務(wù)模糊而產(chǎn)生誤解的空間更小，在減少爭議的同時使供應(yīng)商對雙方關(guān)系更加滿意。因此，目標(biāo)激勵契約能夠激發(fā)供應(yīng)商面向綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新需求而創(chuàng)新的能力和意愿。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，目標(biāo)激勵型契約正向影響供應(yīng)商創(chuàng)新性。

2.2 供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的中介作用

制造企業(yè)對供應(yīng)商的吸引力與制造企業(yè)獲得供應(yīng)商授予的優(yōu)先客戶地位關(guān)系密切，對制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商的綠色創(chuàng)新資源起決定性作用[24]。過程控制型契約為雙方合作提供基本保障，使供應(yīng)商感到制造企業(yè)的專業(yè)性，是客戶吸引力的關(guān)鍵。如果過程控制過于詳細(xì)，勢必會降低雙方合作效率以及供應(yīng)商對合作效價的預(yù)期，反而不利于吸引供應(yīng)商。由此可見，過程控制型契約過于簡單或詳細(xì)均不利于供應(yīng)商面向制造企業(yè)優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，過程控制型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間存在倒U型關(guān)系。

目標(biāo)激勵型契約將供應(yīng)商績效及其獎勵密切聯(lián)系，在不確定性較高的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中使用目標(biāo)激勵型契約，將給予供應(yīng)商更大的發(fā)揮空間，促使供應(yīng)商面向協(xié)同創(chuàng)新項目配置更多綠色創(chuàng)新資源。此外，供應(yīng)商參與制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目通常是基于對協(xié)同創(chuàng)新結(jié)果的良好預(yù)期[25]?；谏鐣粨Q理論，通過目標(biāo)激勵型契約使供應(yīng)商對收益的預(yù)期被滿足，進(jìn)一步提升供應(yīng)商對關(guān)系的滿意度，使其產(chǎn)生滿足制造企業(yè)需求的動機，進(jìn)而形成良性循環(huán)，因而能夠使供應(yīng)商愿意優(yōu)先面向制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求配置綠色創(chuàng)新資源。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，目標(biāo)激勵型契約正向影響供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置。

供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置可以確保綠色產(chǎn)品相關(guān)知識和信息的開放交流，對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新成功具有重要價值[26]。當(dāng)供應(yīng)商感知特定客戶的吸引力較大時，會優(yōu)先滿足該客戶特定資源需求。因此，制造企業(yè)需要通過提高對供應(yīng)商的吸引力增強其優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的意愿。Ellis等[27]在社會交換理論的基礎(chǔ)上，提出“誘因—相對吸引力—報答”模型，根據(jù)該模型，制造企業(yè)需要提供一定的“誘餌”，以此影響供應(yīng)商對吸引力的感知，進(jìn)而使供應(yīng)商作出回饋。根據(jù)該模型，制造企業(yè)開展以上兩種形式的契約治理均能提高自身吸引力，作為對制造企業(yè)的回報，供應(yīng)商愿意根據(jù)制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源。結(jié)合H2a和H2b，本文得出如下假設(shè)：

H3a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在過程控制型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性的關(guān)系中起中介作用；

H3b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性的關(guān)系中起中介作用。

2.3 產(chǎn)品復(fù)雜性的調(diào)節(jié)作用

在復(fù)雜程度高的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，制造企業(yè)和供應(yīng)商承擔(dān)產(chǎn)品交付不確定性以及產(chǎn)品性能不佳的風(fēng)險。同時，復(fù)雜性增加了協(xié)同創(chuàng)新中的信息不對稱，導(dǎo)致制造企業(yè)與供應(yīng)商之間的誤解，使協(xié)同過程面臨較高的不確定性[25]。基于交易成本理論，較高的不確定性會促使參與者更加專注于自身利益，加大機會主義行為風(fēng)險，例如技術(shù)挪用和信息泄露風(fēng)險等[21]。此時，過程控制對協(xié)調(diào)和監(jiān)督雙方協(xié)同過程的意義凸顯，故過程控制型契約在降低協(xié)同創(chuàng)新不確定性方面的價值被強化。因此，當(dāng)產(chǎn)品復(fù)雜性較高時，更加需要過程控制型契約界定雙方行為及權(quán)責(zé)，以降低協(xié)同過程中的不確定性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H4a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中產(chǎn)品復(fù)雜性越高，過程控制型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間倒 U 型關(guān)系的閾值點出現(xiàn)越晚，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置所能達(dá)到的最高水平就越高。

復(fù)雜程度高的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目中，雙方職責(zé)界定模糊，由此帶來較高的合作風(fēng)險[1]。通過明確獎懲條款和風(fēng)險分擔(dān)條款，促使制造企業(yè)與供應(yīng)商共擔(dān)風(fēng)險，化解目標(biāo)沖突、抑制機會主義行為。此外，目標(biāo)激勵型契約能夠促使雙方目標(biāo)保持一致，相似目標(biāo)有助于合作雙方抵制機會主義行為的誘惑，更好地貫徹落實合作規(guī)范[22]。在共同目標(biāo)的指引下，實現(xiàn)價值共創(chuàng)的期望會使供應(yīng)商全力以赴地參與制造企業(yè)主導(dǎo)的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新。也就是說，當(dāng)綠色新產(chǎn)品復(fù)雜性較高時，使用目標(biāo)激勵型契約有助于雙方目標(biāo)保持一致，能夠有效化解目標(biāo)沖突并抑制供應(yīng)商的機會主義行為，進(jìn)而促使供應(yīng)商為實現(xiàn)共同目標(biāo)而優(yōu)先向制造企業(yè)配置綠色創(chuàng)新資源。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H4b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中產(chǎn)品復(fù)雜性越高，目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的正向關(guān)系越強。

2.4 技術(shù)新穎性的調(diào)節(jié)作用

當(dāng)前綠色技術(shù)發(fā)展和變革速度較快，許多綠色新技術(shù)尚未完成可行性和可靠性測試就已經(jīng)被新技術(shù)取代。這就導(dǎo)致如果在綠色新產(chǎn)品中使用最新綠色技術(shù)，將很難預(yù)測新產(chǎn)品的財務(wù)回報[8]。與此同時，當(dāng)采用最新綠色技術(shù)時，雙方具備的相關(guān)知識和信息比較匱乏，提升了綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目成敗原因分析難度。因此，如果在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中主要使用過程控制型契約，會難以實現(xiàn)對逃避責(zé)任、粉飾努力、虛假承諾等機會主義行為的有效控制，進(jìn)一步強化供應(yīng)商風(fēng)險感知。其次，當(dāng)技術(shù)新穎性較高時，供應(yīng)商在預(yù)期范圍外進(jìn)行調(diào)整則在所難免。更多合同細(xì)節(jié)反而限制了供應(yīng)商調(diào)整空間，不利于調(diào)動供應(yīng)商創(chuàng)新資源投入積極性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H5a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中技術(shù)新穎性越高，過程控制型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間倒 U 型關(guān)系的閾值點出現(xiàn)越早，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置所能達(dá)到的最高水平就越低。

基于期望理論，當(dāng)供應(yīng)商認(rèn)為參與任務(wù)成功后能夠獲得期望利益時，為順利完成新產(chǎn)品開發(fā)任務(wù)，其配置相關(guān)資源的意愿會更強[9]。如果在新產(chǎn)品開發(fā)中采用最新綠色技術(shù)，預(yù)測新產(chǎn)品未來經(jīng)濟效益和社會效益的難度就會提升。目標(biāo)激勵型契約使供應(yīng)商對項目凈收益的分配規(guī)則更加清晰，便于其進(jìn)行財務(wù)核算，有助于其對參與效價產(chǎn)生正面期望[22]。也就是說，當(dāng)新產(chǎn)品的技術(shù)新穎性較高時，目標(biāo)激勵型契約能夠有效解決供應(yīng)商參與效價評估困難的問題，為供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源奠定基礎(chǔ)。此外，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商行為的約束更少，供應(yīng)商擁有更大的創(chuàng)新空間。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H5b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中技術(shù)新穎性越高，目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的正向關(guān)系越強。

綜上，產(chǎn)品復(fù)雜性、技術(shù)新穎性分別對過程控制型契約/目標(biāo)激勵型契約—供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置—供應(yīng)商創(chuàng)新性之間的關(guān)系起調(diào)節(jié)作用，即中介作用會受產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性的影響。由此，本文提出被調(diào)節(jié)的中介作用模型假設(shè)：

H6a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，過程控制型契約通過供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性的中介效應(yīng)受到產(chǎn)品復(fù)雜性的正向調(diào)節(jié)作用；

H6b：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，目標(biāo)激勵型契約通過供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性的中介效應(yīng)受到產(chǎn)品復(fù)雜性的正向調(diào)節(jié)作用；

H6c：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，過程控制型契約通過供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性的中介效應(yīng)受到技術(shù)新穎性的負(fù)向調(diào)節(jié)作用；

H6d：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，目標(biāo)激勵型契約通過供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性的中介效應(yīng)受到技術(shù)新穎性的正向調(diào)節(jié)作用。

結(jié)合上述假設(shè)，構(gòu)建本文理論模型，如圖1所示。

3 研究設(shè)計

3.1 變量測量

借鑒已有研究中成熟量表所涉及的變量，本研究量表編制具體步驟如下：①將英文量表翻譯為中文量表，再由專業(yè)翻譯者譯成英文之后與原文對比，據(jù)此修正中文翻譯以確保測量對等性；②在已有研究和相關(guān)企業(yè)管理人員半結(jié)構(gòu)化訪談的基礎(chǔ)上，對題項進(jìn)行修正；③征求10位專家的建議，根據(jù)研究情境對題項進(jìn)行必要修改，使表意更加清晰準(zhǔn)確；④正式調(diào)研之前，選擇25家制造企業(yè)小規(guī)模發(fā)放問卷，根據(jù)反饋情況修改并確認(rèn)最終量表。除控制變量外，所有變量采用 Likert 7級量表評價，分值由低到高表示調(diào)查對象測量結(jié)果，其中，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”，同意程度逐漸提升。

(1)過程控制型契約(PCC)是指契約整體強調(diào)協(xié)同過程中雙方行為準(zhǔn)則及權(quán)力責(zé)任劃分，力求相關(guān)條款詳細(xì)精準(zhǔn)。該變量測量依據(jù)Bai[5]、Zou等[25]使用的量表，最終形成包括4條題項的測量量表(見表1)。

(2)目標(biāo)激勵型契約(TIC)是指契約整體強調(diào)合作伙伴應(yīng)達(dá)到的績效目標(biāo)以及相應(yīng)獎勵措施，力求相關(guān)條款清晰明確。該變量測量依據(jù)Vries[28]、Bai[5]、Zou等[25]使用的量表，最終形成包括4條測量題項的量表(見表1)。

(3)產(chǎn)品復(fù)雜性(PC)反映該新產(chǎn)品相對于同類型產(chǎn)品或替代產(chǎn)品的復(fù)雜程度。該變量測量依據(jù)Yan等[8]使用的量表，最終形成包括4條測量題項的量表(見表1)。

(4)技術(shù)新穎性(TN)反映該新產(chǎn)品相對于同類型產(chǎn)品或替代產(chǎn)品使用技術(shù)的創(chuàng)新程度。該變量測量依據(jù)Yan[8]和李隨成等[29]使用的量表，最終形成包括4條測量題項的量表(見表1)。

(5)供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置(SAGIRP)反映相對于其他客戶，供應(yīng)商向特定客戶優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的意愿。該變量測量依據(jù)Vos[30]、李勃等[3]使用的量表，最終形成包括4條測量題項的量表(見表1)。

(6)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中的供應(yīng)商創(chuàng)新性(SGI)反映綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商按照制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求而創(chuàng)新的能力和意愿。該變量測量依據(jù)Azadegan[31]、李勃等[2]使用的量表，最終形成包括4條測量題項的量表(見表1)。

根據(jù)研究情景需要和相關(guān)研究，選取企業(yè)規(guī)模、成立年限以及合作時間作為控制變量(見表2)。

3.2 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究需要，選擇綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求比較迫切的行業(yè)作為抽樣對象，涵蓋新興制造企業(yè)(如新能源汽車、新材料、生物醫(yī)藥等)和傳統(tǒng)制造企業(yè)(如食品、紡織、家電等)。在專業(yè)招聘服務(wù)機構(gòu)的配合下，獲取樣本企業(yè)中目標(biāo)受測人員的基本信息。選擇熟悉供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新業(yè)務(wù)的企業(yè)管理人員進(jìn)行正式問卷發(fā)放，調(diào)查人員主要包括制造業(yè)高管、研發(fā)主管、產(chǎn)品經(jīng)理、供應(yīng)鏈經(jīng)理等。提前與受測人員進(jìn)行溝通，告知相關(guān)信息只用作學(xué)術(shù)用途且調(diào)查過程匿名以提升有效問卷回收率。調(diào)查小組先后對北京、陜西、河南、湖北、江蘇、浙江等地企業(yè)發(fā)放問卷500份，回收問卷263份，回收率為52.6%，剔除無效問卷后，最終保留231份有效問卷，有效問卷描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

3.3 共同方法偏差分析

通過Harman單因子分析法檢測是否存在同源性問題，對所有研究假設(shè)涉及題項進(jìn)行探索性因子分析，第一主成分對總方差的解釋量為28.35%，所有因子累積方差解釋量為77.24%，可見不存在一個公因子解釋大部分變異量的情形。因此，可以認(rèn)為本研究中同源偏差的影響有限。

4 實證分析

4.1 信效度檢驗

檢驗結(jié)果如表1所示，過程控制型契約、目標(biāo)激勵型契約、產(chǎn)品復(fù)雜性、技術(shù)新穎性、供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置和供應(yīng)商創(chuàng)新性的Cronbach's α值均高于0.7，符合信度標(biāo)準(zhǔn)，呈現(xiàn)出較好的內(nèi)部一致性。對研究涉及變量進(jìn)行驗證性因子分析，驗證結(jié)果如表1所示。觀測變量對應(yīng)各變量的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)均高于0.6，各變量的AVE值高于0.5，CR值高于0.7，表明量表聚合效度良好。通過比較各變量的AVE值與變量間相關(guān)系數(shù)判定量表區(qū)別效度。如表3所示，特定變量與其它變量相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于該特定變量的AVE值的平方根，可見區(qū)別效度良好。

4.2 描述性統(tǒng)計分析

如表3所示，過程控制型契約、目標(biāo)激勵型契約、供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置以及供應(yīng)商創(chuàng)新性之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，能夠初步證實部分假設(shè)，為后續(xù)檢驗提供初步支持。

4.3 假設(shè)檢驗

(1)主效應(yīng)。如表4所示，模型6是控制變量對供應(yīng)商創(chuàng)新性的影響回歸結(jié)果，模型7表明過程控制型契約平方項與供應(yīng)商創(chuàng)新性顯著負(fù)相關(guān)(β=-0.197，P<0.01)，說明過程控制型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性存在倒U型關(guān)系，H1a得到驗證。模型8表明，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商創(chuàng)新性具有顯著正向影響(β=0.341，P<0.001)，H1b得到驗證。

(2)中介效應(yīng)。對于供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在契約形式與供應(yīng)商創(chuàng)新性間的中介作用，參考溫忠麟[32]的中介效應(yīng)檢驗方法，檢驗結(jié)果見表4。模型1為控制變量對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的影響回歸結(jié)果。模型2表明，過程控制型契約平方項與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著負(fù)相關(guān)(β=-0.212，P<0.01)，過程控制型契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置存在倒U型關(guān)系，H2a得到驗證。模型3表明，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著的正向影響(β=0.447，P<0.001)，H2b得到驗證。模型9表明，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性具有顯著正向影響(β=0.376，P<0.001)。模型10表明，加入中介變量后過程控制型契約平方項與供應(yīng)商創(chuàng)新性仍然顯著負(fù)相關(guān)(β=-0.134，P<0.05)，且供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著正向影響供應(yīng)商創(chuàng)新性(β=0.296，P<0.001)，H3a得到驗證。模型11表明，加入中介變量后，目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性仍然顯著正相關(guān)(β=0.224，P<0.001)，且供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著正向影響供應(yīng)商創(chuàng)新性(β=0.262，P<0.001)，H3b得到驗證。

表4 回歸分析結(jié)果(1)

為確保研究結(jié)論的可靠性，進(jìn)一步采用Bootstrap法檢驗中介模型，選擇模型模板4，檢驗結(jié)果見表6。過程控制型契約的間接效應(yīng)點估計值為0.111，95%的置信區(qū)間 CI=[0.046，0.198]；目標(biāo)激勵型契約的間接效應(yīng)點估計值為0.117，95%的置信區(qū)間 CI=[0.045，0.200]，兩者均不包含0。因此，H3a和H3b所提出的中介效應(yīng)較為穩(wěn)健。

表6 中介效應(yīng)的Bootstrap分析結(jié)果

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)。將供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置作為因變量，在模型4、5中引入自變量和調(diào)節(jié)變量的乘積項。調(diào)節(jié)效應(yīng)H4b和H5b的檢驗結(jié)果見表4。模型1是控制變量對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的影響回歸結(jié)果。由模型4可知，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.439，P<0.001)，同時目標(biāo)激勵型契約與產(chǎn)品復(fù)雜性的交互項對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.231，P<0.01)，表明隨著產(chǎn)品復(fù)雜性提高，目標(biāo)激勵型契約在促進(jìn)供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源方面發(fā)揮越來越重要的作用，H4b得到驗證。由模型5可知，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.430，P<0.001)，同時目標(biāo)激勵型契約與技術(shù)新穎性的交互項對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.222，P<0.01)，表明隨著技術(shù)新穎性提高，目標(biāo)激勵型契約在促進(jìn)供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源方面發(fā)揮著越來越重要的作用，H5b得到驗證。

為驗證過程控制契約與供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的倒U型關(guān)系以及閾值點出現(xiàn)時機，檢驗步驟如下：以供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置作為因變量，引入控制變量；將過程控制型契約以及過程控制型契約平方項引入回歸方程，分別使用總體樣本、低產(chǎn)品復(fù)雜性樣本、高產(chǎn)品復(fù)雜性樣本，以及低技術(shù)新穎性樣本、高技術(shù)新穎性樣本進(jìn)行檢驗，H4a和H5a檢驗結(jié)果見表5。根據(jù)Cohen等[33]提出的閾值計算方法，依次得出在低產(chǎn)品復(fù)雜性樣本、總體樣本和高產(chǎn)品復(fù)雜性樣本倒U形曲線閾值點處，過程控制型契約分別達(dá)到最大值的 48%、63%和58%，閾值點變化規(guī)律不明晰，拒絕H4a。在低技術(shù)新穎性樣本、總體樣本和高技術(shù)新穎性樣本倒U形曲線閾值點處，過程控制型契約分別達(dá)到最大值的89%、63%和 42%，表明技術(shù)新穎性越高，閾值點出現(xiàn)越早，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置程度越低(見圖2)，H5a得到驗證。

表5 回歸分析結(jié)果(2)

圖2 倒U型關(guān)系

(4)被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。使用Bootstrap法分析被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，以調(diào)節(jié)變量產(chǎn)品復(fù)雜性、技術(shù)新穎性均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差，分別對低、中、高3種產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性情況下的中介作用進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表7。對于過程控制型契約，在技術(shù)新穎性處于低水平和中等水平時，95%的置信區(qū)間分別為[0.041, 0.223]和[0.039，0.179]，均不包含0，表明中介作用顯著；在技術(shù)新穎性處于高水平時，95%的置信區(qū)間為[-0.003，0.168]，包含0，即中介作用不顯著。由此可見，兩種情景下中介作用具有顯著差異。由此可知，技術(shù)新穎性越高，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在過程控制型契約與供應(yīng)商綠色性之間的中介作用越弱，H6c得到驗證。

調(diào)節(jié)變量PCC→SAGIRP→SGI點估計標(biāo)準(zhǔn)誤95%置信區(qū)間下限上限低技術(shù)新穎性0.1230.0470.0410.223技術(shù)新穎性0.1010.0360.0390.179高技術(shù)新穎性0.0790.044-0.0030.168

如表8所示，對于目標(biāo)激勵型契約，在產(chǎn)品復(fù)雜性處于低、中、高水平時，95%的置信區(qū)間分別為[0.018，0.151]、[0.043，0.201]和[0.056，0.272]，均不包含0，置信區(qū)間逐漸擴展，且INDEX值[34]為0.037，置信區(qū)間為[0.004，0.076]。由此可知，產(chǎn)品復(fù)雜性越高，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商綠色性之間的中介作用越顯著，H6b得到驗證；在技術(shù)新穎性處于低、中、高水平時，95%的置信區(qū)間分別為[0.014，0.170]、[0.043，0.192]和[0.060，0.226]，均不包含0，置信區(qū)間逐漸擴展，且INDEX值為0.019，置信區(qū)間為[0.001，0.040]。由此可知，技術(shù)新穎性越高，供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商綠色性之間的中介作用越顯著，H6d得到驗證。

表8 被調(diào)節(jié)中介效應(yīng)的Bootstrap分析結(jié)果(2)

5 結(jié)語

5.1 研究結(jié)論

采用中國制造企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，從契約治理視角出發(fā)，考慮綠色新產(chǎn)品復(fù)雜性和新穎性，探明供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中契約形式與供應(yīng)商創(chuàng)新性之間的關(guān)系，得出主要結(jié)論如下：

(1)H1b和H2b得到驗證，表明制造企業(yè)可以使用目標(biāo)激勵型契約促進(jìn)供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置，進(jìn)而對供應(yīng)商創(chuàng)新性產(chǎn)生正向影響；H1a和H2a得到驗證，表明制造企業(yè)在適度范圍內(nèi)使用過程控制型契約能通過同樣的路徑對供應(yīng)商創(chuàng)新性產(chǎn)生正向影響，但需要控制在一定范圍內(nèi)，否則將產(chǎn)生完全相反的作用。

(2)H3a和H3b得到驗證，表明供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在過程控制型契約/目標(biāo)激勵型契約與供應(yīng)商創(chuàng)新性之間起中介作用；H4b和H5b得到驗證，表明無論是高產(chǎn)品復(fù)雜性情景還是高技術(shù)新穎性情景，目標(biāo)激勵型契約對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的促進(jìn)作用都會得到強化；H5a得到驗證，表明當(dāng)綠色新產(chǎn)品技術(shù)新穎程度較高時，制造企業(yè)使用過程控制型契約對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的負(fù)向作用將提前出現(xiàn)并放大；H4a未通過驗證，經(jīng)分析認(rèn)為，由于有限理性，面對研發(fā)周期長且研發(fā)成本高的復(fù)雜綠色新產(chǎn)品創(chuàng)新，制造企業(yè)無法預(yù)測每個潛在突發(fā)事件并作出事前控制。采用過程控制型契約不足以確保制造企業(yè)在整個協(xié)同創(chuàng)新過程中不斷演進(jìn)的適應(yīng)性。因此，面對復(fù)雜程度較高的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，過程控制型契約對制造企業(yè)動員供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的積極作用不顯著；H4a未通過驗證，意味著過程控制型契約通過供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應(yīng)商創(chuàng)新性的中介效應(yīng)不受產(chǎn)品復(fù)雜性的調(diào)節(jié)作用，故H6a不成立。

(3)H6b、H6d、H6c得到驗證，表明產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性均能對目標(biāo)激勵型契約—供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置—供應(yīng)商創(chuàng)新性這一組中介關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，技術(shù)新穎性對過程控制型契約—供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置—供應(yīng)商創(chuàng)新性這一組中介關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

5.2 理論貢獻(xiàn)

(1)從契約治理理論視角，揭示供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中契約形式與供應(yīng)商創(chuàng)新性之間的關(guān)系。已有研究從非正式治理機制視角對產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商創(chuàng)新性提升機制進(jìn)行了探索[3]，但從正式治理機制視角探析提升供應(yīng)商創(chuàng)新性的研究鮮見。本研究根據(jù)契約設(shè)計總體思路和出發(fā)點，區(qū)分過程控制型契約和目標(biāo)激勵型契約兩種契約形式，揭示綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中兩種不同契約形式對供應(yīng)商創(chuàng)新性的影響及差異。以上結(jié)論拓展了綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商創(chuàng)新性提升機制研究，進(jìn)一步豐富了企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新理論。

(2)基于產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性兩方面的綠色新產(chǎn)品內(nèi)在特征，提出面向不同綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目的供應(yīng)商綠色創(chuàng)新資源動員策略。Bai等[5]研究表明，在協(xié)同創(chuàng)新中新產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性與供應(yīng)商的機會主義行為傾向以及組織間沖突風(fēng)險密切相關(guān)。但相關(guān)研究尚未就供應(yīng)鏈協(xié)同創(chuàng)新中綠色新產(chǎn)品開發(fā)項目的內(nèi)在特征提出差異化供應(yīng)商資源動員策略。在此基礎(chǔ)上，本文針對供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情景，基于契約治理視角提出適配不同綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目的供應(yīng)商資源動員機制，拓展了供應(yīng)商資源動員研究。

5.3 實踐啟示

供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新情景下，需要根據(jù)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新任務(wù)的技術(shù)新穎性和產(chǎn)品復(fù)雜程度選擇合適的契約形式，以此激發(fā)供應(yīng)商創(chuàng)新性。具體而言：①面對產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性較低的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新任務(wù)時，制造企業(yè)應(yīng)以目標(biāo)激勵作為契約設(shè)計的出發(fā)點，并適當(dāng)控制契約中的過程控制條款，否則將產(chǎn)生不利影響；②在綠色新產(chǎn)品復(fù)雜性較高，但技術(shù)新穎性較低的情況下，應(yīng)重視使用目標(biāo)激勵型契約。但如果雙方研發(fā)實力較強，也可以通過增加過程控制條款提升新產(chǎn)品開發(fā)的可預(yù)測性；③在產(chǎn)品技術(shù)新穎性高，但復(fù)雜性較低的情況下，制造企業(yè)應(yīng)盡量避免使用過程控制型契約；④面對產(chǎn)品復(fù)雜性和技術(shù)新穎性較高的新產(chǎn)品，需要將契約設(shè)計為典型目標(biāo)激勵型契約，并核實契約中過程控制條款是否必要，盡量減少有關(guān)過程控制的條款，從而最大程度激發(fā)供應(yīng)商的創(chuàng)新性。

5.4 局限與展望

本文存在以下局限：首先，研究情景涉及企業(yè)商業(yè)機密，因企業(yè)難以披露協(xié)同創(chuàng)新伙伴具體信息，導(dǎo)致獲取配對數(shù)據(jù)難度較大，從供應(yīng)商單邊測量供應(yīng)商創(chuàng)新性，其測量準(zhǔn)確性存在一定局限；其次，長期合作關(guān)系樣本不足可能在一定程度上影響研究結(jié)論；最后，契約形式劃分存在多種標(biāo)準(zhǔn)，除根據(jù)契約整體設(shè)計思路進(jìn)行劃分外，還可以根據(jù)契約功能進(jìn)行劃分，后續(xù)研究可以對此進(jìn)行嘗試。