供應商參與對新產品開發(fā)績效的影響研究—技術不確定與合作經(jīng)驗的調節(jié)作用

朱桂平，周 杰

（浙江工商大學 工商管理學院，浙江 杭州 310018）

1 引言

在中國加入WTO組織后，各行業(yè)的公司都面臨著激烈的全球性競爭，對產品創(chuàng)新和質量提出了更高的要求，但同時企業(yè)自身能力與資源有限。如何降低產品開發(fā)時間和產品開發(fā)成本、提高產品質量水平和產品特色,成為企業(yè)面臨的重大挑戰(zhàn)。此時，從外部獲取資源與支持成為眾多企業(yè)使用的一個方法。通過邀請供應商更早地參與到新產品設計、開發(fā)過程，能獲取更多的競爭優(yōu)勢（Ragatz，et al.，1997）。越來越多的企業(yè)也開始采取這種新的產品開發(fā)模式，如著名跨國公司波音、SONY、豐田、寶鋼集團、海爾集團以及第一汽車集團、捷利公司等，都在全球范圍內與其供應商進行合作創(chuàng)新，吸收供應商參與到企業(yè)內部的技術創(chuàng)新和產品開發(fā)中，從而提高新產品開發(fā)的效率和效益。供應商參與已經(jīng)成為一個重要的研究領域，供應商參與所帶來的成本、質量、開發(fā)時間等方面的優(yōu)勢，已經(jīng)被學界眾多學者認同。

但是，通過文獻閱讀，發(fā)現(xiàn)在我國供應鏈企業(yè)間合作關系中，涉及供應商參與面臨兩個方面的問題：（1）供應商參與的項目成功率并不高，由于缺乏相關的理論和方法指導，國內企業(yè)在開展供應商參與時，往往沒有立足于現(xiàn)有產品與供應鏈的特點，而是簡單地對其他企業(yè)現(xiàn)成方法的簡單模仿和照搬照抄。（2）新產品的開發(fā)缺乏合作，傳統(tǒng)的觀念是，新產品開發(fā)是制造商的事情，供應商只是在產品開發(fā)完成后才接觸（馬士華，2000；蔣鍵，2004）。大部分制造商和供應商之間缺乏溝通和相互信任，甚至在某種程度上有一種敵對的關系；供應商參與的程度不夠，雙方只停留在普通的零部件合作開發(fā)上，而對關鍵零部件的開發(fā)，制造商不愿意讓供應商參與。供應鏈企業(yè)之間缺乏協(xié)調和合作，供應鏈中的企業(yè)難以從全局思考問題，所以就產生了片面性，延長了開發(fā)時間，影響了產品的上市時間。本文將從供應商參與新產品開發(fā)的視角，研究如何利用供應商參與這一外部資源提升新產品開發(fā)績效。

2 基本假設與概念模型

2.1 假設的提出

Janet L.Hartley，et al.（1997）在研究產品開發(fā)時，從供應商參與的貢獻視角將供應商參與時機主要分成三個階段；Handfield，et al.（1999）將新產品開發(fā)過程劃分了五個階段：創(chuàng)意產生（基于客戶需求）階段、商業(yè)和技術評估階段、產品過程和服務概念開發(fā)階段、產品過程與服務工程設計階段、模型建立與測試階段，在制造商新產品開發(fā)過程的任何一個階段供應商都可以參與。他們認為，供應商早期的參與既能縮短產品開發(fā)周期、提高產品質量，也能帶來更多的技術創(chuàng)新。而這也是20世紀90年代的研究熱點，ESI，即供應商早期參與，這一思想也被很多學者所認同（Stundza，et al.，1998；Minahan，1997；Handfield，et al.，1999;Hartley，et al.，1997）。國內學者對供應商參與早期也開展了一些研究，如楊靜，陳菊紅(2010)在研究中指出，供應商越早參與越有利于知識共享，最終對新產品開發(fā)績效產生積極影響。所以，提出如下假設：

假設H1a：供應商參與時機對新產品開發(fā)績效有顯著影響。

按照供應商承擔責任大小的不同，可以將供應商的參與程度分成不參與、白箱、灰箱和黑箱四種不同的類型（Handfield，et al.，1999；Monczka，et al.，2000）。Clark（1989），Clark與Fujimoto（1991）在相關研究中得出，供應商承擔更多的責任能縮短產品開發(fā)的周期、降低產品開發(fā)成本。Petersen，et al.（2005）在研究中對這一結論進行了驗證。Xenophon，et al.（2007）在研究產品開發(fā)過程中的供應商黑箱參與和灰箱參與時，得出供應商灰箱參與對產品開發(fā)績效產生顯著影響。Koufteros，et al.（2007）在研究供應商參與程度對產品創(chuàng)新和質量的影響時，得出類似的結論。所以，提出如下假設：

假設H1b：供應商參與程度對新產品開發(fā)績效有顯著影響。

Imai，et al.（1985）在對日本5個汽車企業(yè)的7個新產品開發(fā)項目進行研究后，發(fā)現(xiàn)供應商的參與，特別是早期參與是日本汽車企業(yè)的新產品開發(fā)績效比美國汽車企業(yè)的新產品開發(fā)績效優(yōu)越的主要原因之一。之后Takeuchi與Nonaka（1986），Clark與Fujimoto，et al.（1991）進行了案例分析研究，驗證了Imai等人的觀點，同時他們認為，在技術不確定性比較低的情形下，供應商應該承擔更多的責任，這對新產品開發(fā)績效的提高有重要作用。但是隨著對這一問題開展更深入的研究，有學者發(fā)現(xiàn)供應商參與并不一定能夠帶來相應的積極影響。

Eisenhart與Tabrizi（1995）認為只有在產品線比較成熟、產品開發(fā)效果目標明確的情形下，供應商早期參與才會對開發(fā)時間有積極影響。隨后Petersen，et al.（2005），Song與Benedetto（2008）也提出了類似的看法，認為在技術不確定的情況下，整合供應商參與需謹慎進行。Thomas E.Johnsen（2009）在綜述前人對供應商參與對新產品開發(fā)績效影響的基礎上，歸納出技術不確定性低時，供應商參與對新產品開發(fā)有積極效果。所以，提出如下假設：

假設H2a：技術不確定在供應商參與時機對新產品開發(fā)績效的積極影響中起到了負向調節(jié)作用。

假設H2b：技術不確定在供應商參與程度對新產品開發(fā)績效的積極影響中起到了負向調節(jié)作用。

合作經(jīng)驗是影響企業(yè)間合作績效的重要因素之一（Hoang，Kothaermel，2002；Ranjay Gulati，et al.，2009）。雙方之間在長期的合作中，不斷地增加了解，共同解決問題，使得企業(yè)間的合作更加有效。在合作過程中，雙方通過不斷地交流信息和技術、積累經(jīng)驗，有利于以后的合作（Valerie，2001）。Frank，David（2006）在研究聯(lián)盟合作時，發(fā)現(xiàn)聯(lián)盟類型以及聯(lián)盟經(jīng)驗對企業(yè)產品研發(fā)與新產品開發(fā)績效的正向調節(jié)作用,研究證明更多的聯(lián)盟經(jīng)驗，能夠促進企業(yè)聯(lián)盟關系對新產品開發(fā)績效產生正向影響。而供應商的灰箱參與就要求供應商參與到制造商的新產品開發(fā)過程中，在某種意義上，他們之間的關系可以看成是一種聯(lián)盟合作關系。Heimeriks，Duysters（2007）在研究發(fā)展聯(lián)盟能力對聯(lián)盟合作績效的貢獻時，指出合作經(jīng)驗的重要作用，結合實證分析，得出聯(lián)盟合作經(jīng)驗對聯(lián)盟合作績效產生顯著的正向作用。相關研究表明，供應商在過去合作項目中的表現(xiàn)對參與新產品開發(fā)的程度有正向作用（Wasti，Liker，1999）。相對于其他供應商，制造商更愿意邀請有良好合作經(jīng)驗的供應商較早地參與到新產品開發(fā)過程中，更愿意賦予他們更大的責任，此時供應商參與更有利于取得更好地新產品開發(fā)績效。所以，得出如下假設：

假設H3a：合作經(jīng)驗在供應商參與時機對新產品開發(fā)績效的積極影響中起到了正向調節(jié)作用。

假設H3b：合作經(jīng)驗在供應商參與程度對新產品開發(fā)績效的積極影響中起到了正向調節(jié)作用。

2.2 概念模型

根據(jù)上述理論分析，本文提出概念模型，如圖1所示。

圖1 本文概念模型

3 實證研究

3.1 變量定義與測量

供應商參與時機是指供應商參與制造商的新產品開發(fā)發(fā)生在什么時間或者開發(fā)的哪個階段。供應商的參與程度是指供應商在參與制造商新產品開發(fā)的過程中所承擔責任的大小，供應商的參與程度決定了在具體的新產品開發(fā)過程中制造商和供應商所扮演的角色。新產品開發(fā)績效是指制造企業(yè)新產品開發(fā)活動取得的效率、效果。技術不確定是指技術變化的快速性以及技術變化的不可預測性。合作經(jīng)驗是指制造商與參與其新產品開發(fā)的供應商之間的合作時間、合作歷史。本文中，綜合現(xiàn)有文獻的成果以及本文實際需要并結合專家建議，將通過“供應商總是盡可能比較早地參與貴公司的新產品開發(fā)”、“供應商在新產品創(chuàng)意產生階段參與貴公司的新產品開發(fā)”、“供應商在新產品商業(yè)和技術評估階段參與貴公司的新產品開發(fā)”、“供應商在新產品概念開發(fā)階段參與貴公司的新產品開發(fā)”、“供應商在產品工藝設計階段參與貴公司的新產品開發(fā)”5個題項來測量供應商參與時機(早期參與)；通過“貴公司與供應商共同決定新產品開發(fā)的關鍵問題”、“貴公司能夠與供應商進行不同部門的定期會晤”、“貴公司能夠與不同層次員工進行深層次交流”、“貴公司和供應商的合作計劃進入關鍵時期時，供應商的參與次數(shù)增加”4個方面來測量供應商參與程度(灰箱參與)；從新產品創(chuàng)新性、質量、上市時間、開發(fā)成本4個方面來測量新產品開發(fā)績效；從技術的復雜程度、不確定程度、技術轉移變化速度與不確定性3個方面來測量技術不確定；通過“貴公司與供應商之間存在長期的合作關系”、“貴公司與供應商之間進行過多次合作項目”、“貴公司與供應商致力于長期的合作戰(zhàn)略”來測量合作經(jīng)驗。

3.2 樣本描述性統(tǒng)計分析

本文主要采用隨機抽樣調查，同時也運用了專家訪談、直接觀察等方法。問卷的發(fā)放形式主要為電子郵件、直接發(fā)放紙質問卷兩種。從2012年5月20日至2012年7月30日，共發(fā)放問卷280份，有效問卷為177份，問卷合格率為61.5%。本研究所選擇的制造類企業(yè)有：國有企業(yè)、民營企業(yè)、中外合資企業(yè)、外商合資企業(yè)，問卷發(fā)放對象主要是浙江省內的中高層管理、采購、技術人員等，涉及行業(yè)有交通運輸設備和汽車制造業(yè)、電子設備制造業(yè)、化工制造業(yè)、生物醫(yī)藥制造業(yè)等。其中，交通運輸類占19.8%，電氣類占22.0%，電子類占24.3%，醫(yī)療類占11.3%，石油化工類占9.0%；國有企業(yè)占39.0%,民營企業(yè)占26.0%，中外合資與外資分別占24.9%、10.2%。

3.3 數(shù)據(jù)分析

（1）信度與效度檢驗。本研究各維度信度分析后所測得的合作經(jīng)驗的Cronbach’sα值均大于0.7，其中供應商參與時機和參與程度的Cronbach’s α值分別為0.845和0.918，新產品開發(fā)績效的Cronbach’s α值為0.870，技術不確定的Cronbach’s α值為0.868，合作經(jīng)驗的Cronbach’s α值為0.800，另外校正項總計相關性大于0.5的標準，所以該量表具有較高的信度。

對本研究的維度進行效度分析，得出各維度KMO值均在0.7以上，供應商參與的KMO值為0.840，新產品開發(fā)績效的KMO值為0.769，技術不確定的KMO值為0.720，合作經(jīng)驗的KMO值為0.703，所有因子的荷載值都大于0.5，而且所有測量同一個變量的題項都分布在同一個因子上，Bartlett球體檢驗的χ2統(tǒng)計值的顯著性概率均為0.000，小于0.05，拒絕零假設，說明因子分析是可行的。

（2）相關分析。本研究將采用皮爾森（Pearson）相關分析法，據(jù)此測量研究變量之間的相關性顯著水平。供應商參與的兩個維度與新產品開發(fā)績效之間的相關性見表1。

表1 各變量相關性分析結果

從表1可以看出，參與時機、參與程度、新產品開發(fā)績效之間存在顯著的正向相關關系，調節(jié)變量技術不確定和合作經(jīng)驗也都分別與參與時機、參與程度和新產品開發(fā)績效有顯著的相關性。其中參與程度與新產品開發(fā)績效的相關系數(shù)為0.531，參與時機與新產品開發(fā)績效的相關系數(shù)為0.467。同時，供應商參與兩維度之間也存在顯著的正向相關關系，參與時機和參與程度的相關系數(shù)高達0.553，說明供應商參與兩維度之間相互作用，可能共同對新產品開發(fā)績效起正向作用。

（3）多元回歸分析。由上文的多元回歸分析可知，參與時機和參與程度與新產品開發(fā)績效均表現(xiàn)出顯著的線性相關關系，但是本研究在假設部分提出，這種線性相關關系可能會受到一些外界因素的影響。因此，本文將采用層級回歸分析，探討技術不確定和合作經(jīng)驗在參與時機、參與程度與新產品開發(fā)績效之間的調節(jié)作用。在進行調節(jié)效應分析時，本文對參與時機和參與程度兩個解釋變量、技術不確定和合作經(jīng)驗兩個調節(jié)變量進行標準化處理，并且將標準化處理之后的解釋變量（參與時機和參與程度）分別與處理后的技術不確定和合作經(jīng)驗兩個調節(jié)變量兩兩相乘得出了不同的四個交互項，便于對調節(jié)變量進行回歸分析。為了檢驗技術不確定和合作經(jīng)驗在供應商參與對新產品開發(fā)績效影響的調節(jié)作用，本文采用層級回歸方法，分三步進行效應檢驗：①將控制變量放入以新產品開發(fā)績效為因變量的回歸方程中；②在回歸方程中加入解釋變量和調節(jié)變量，技術不確定和合作經(jīng)驗；③將調節(jié)變量與參與時機、參與程度的交互項加入回歸方程，在這個階段分三次分析，分別是放入技術不確定與參與時機、參與程度的交互項的分析，放入合作經(jīng)驗與參與時機、參與程度的交互項的分析，放入這兩個調節(jié)變量與參與時機、參與程度的交互項的分析。在分析結果中，通過觀察交互項所帶來的△R2的顯著性來判斷技術不確定、合作經(jīng)驗是否對供應商參與與新產品開發(fā)績效間影響關系存在調節(jié)效應。在進行層級回歸法檢驗之前，需要檢驗多重共線性問題、序列相關問題和異方差問題，經(jīng)檢驗均不存在這三類問題，說明回歸模型的結果具有比較好的穩(wěn)定性和可靠性。表2給出了不同模型的回歸結果。其中，模型1用來分析供應商參與時機和供應商參與程度對新產品開發(fā)績效的影響，控制變量是學歷、工作年限、工作部門、企業(yè)性質和行業(yè)類型，從表2中模型1回歸結果可以判斷，所有控制變量對新產品開發(fā)績效都沒有顯著的影響。模型2為供應商參與時機和參與程度對新產品開發(fā)績效的主效應模型，從模型2的回歸結果可以看出，參與時機、參與程度、技術不確定和合作經(jīng)驗對新產品開發(fā)績效都有顯著的影響。模型3在模型2的基礎上增加了技術不確定調節(jié)作用的2個交互項（參與時機×技術不確定、參與程度×技術不確定）。模型4在模型2的基礎上增加了合作經(jīng)驗調節(jié)作用的2個交互項（參與時機×合作經(jīng)驗、參與程度×合作經(jīng)驗）。模型5是囊括所有研究變量的完整模型，該回歸模型的R2值為0.534，相比于其他模型，存在顯著意義的提高（△R2=0.048，P＜0.01），表明此模型可以對各研究變量對新產品開發(fā)績效的影響效應進行更好的解釋。本對于調節(jié)變量的分析參考了彭新敏等（2012）的研究方法。由表2可知，本研究的技術不確定和合作經(jīng)驗兩個調節(jié)變量的四個交互項假設中，H2a和H3b通過驗證，H2b和H3a沒有通過驗證。下面將對調節(jié)效應進行進一步討論。

表2 模型回歸結果

（1）技術不確定對參與時機與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)效應討論。本研究假設H2a通過了檢驗，意味著技術不確定在參與時機和新產品開發(fā)績效之間起到調節(jié)作用，也即在技術不確定越低時，參與時機對新產品開發(fā)績效的正向效應越顯著。這一驗證結果表明，技術不確定低時，供應商早期參與能夠帶來更好的績效。當技術不確定低時，尤其在產品線比較成熟、產品開發(fā)效果目標已經(jīng)明確的情況下，供應商早期參與在加速開發(fā)時間、降低開發(fā)成本、提高產品質量等方面才是比較有效的（Tabrizi，1995，Petersen，et al.，2005，Van Echelt，2006）。反之，在技術不確定性高時，供應商參與與新產品開發(fā)績效之間的顯著關系就會削弱（Swink，1999）。因此，相對于高技術不確定，低技術不確定將有利于供應商的理解以及制造商和供應商之間的良好溝通，從而促進早期供應商參與帶來更好的新產品開發(fā)績效。

（2）技術不確定對參與程度與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)效應討論。本研究假設H2b沒有通過驗證，這與Koufteros，et al.（2003），Petersen，et.al.（2005）的研究結果不一樣，他們認為供應商灰箱參與對于新產品開發(fā)績效的影響受到技術不確定的影響。驗證結果不顯著的可能原因在于，當前我國制造業(yè)的供應商參與程度（灰箱參與）還不夠高（相關性表1顯示均值為4.50），因此技術不確定時供應商參與程度不強，最終導致技術不確定對灰箱參與與新產品開發(fā)績效關系的負向調控影響可能無法被這些樣本企業(yè)所感知，在上述的回歸分析五個模型中，可以發(fā)現(xiàn)技術不確定與新產品開發(fā)績效始終有顯著的負向關系。另一個方面，目前，我國制造企業(yè)新產品開發(fā)活動中企業(yè)之間仍然缺乏合作，在合作開發(fā)新產品上沿用的是傳統(tǒng)的觀念，新產品開發(fā)是制造商的事情，供應商只是在產品開發(fā)完成后才接觸（馬士華，2000；將鍵，2004）。因此參與程度（灰箱參與）對新產品開發(fā)績效的影響受技術不確定的影響不大。

（3）合作經(jīng)驗對參與時機與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)效應討論。假設H3a沒有通過驗證。合作經(jīng)驗是企業(yè)間合作績效的重要影響因素之一（Hoang，Kothaermel，2002；Ranjay-Gulati，et al.，2009）。驗證結果不顯著的可能原因在于：一方面，當前我國制造業(yè)的供應商早期參與實施的偏少（相關性表1顯示均值為4.59），在本研究的初始訪談調查中發(fā)現(xiàn)，對供應商早期參與新產品開發(fā)這一活動的認同度不是很高，而這也是目前我國制造業(yè)尤其是汽車制造、電子機械產品、醫(yī)療產品等行業(yè)所缺乏，也是需要改進的地方，這方面可以借鑒國外一些制造企業(yè)的做法。另一方面，本研究將合作經(jīng)驗作為調節(jié)變量，是借鑒了合作經(jīng)驗在有關聯(lián)盟合作開發(fā)中的研究，由于供應商參與在某種意義上也可以看成是一種聯(lián)盟合作開發(fā)，假設沒有通過可能是因為合作經(jīng)驗并不適合作為參與時機與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)變量來研究，在上述的相關分析以及回歸分析的五個模型中，合作經(jīng)驗與新產品開發(fā)始終有顯著的正向關系。

（4）合作經(jīng)驗對參與程度與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)效應討論。假設H3b通過了驗證，即合作經(jīng)驗在參與程度與新產品開發(fā)績效關系之間起到了調節(jié)作用，即合作經(jīng)驗越多，灰箱參與對新產品開發(fā)績效的促進作用越加明顯，反之合作經(jīng)驗越少，灰箱參與與新產品開發(fā)績效顯著關系越弱。在競爭激烈的環(huán)境下，產品生命周期逐漸縮短，制造商為提高自身新產品開發(fā)的績效，尋求外界合作的行動逐漸增多。Frank，David（2006）認為有更多聯(lián)盟經(jīng)驗，會促進企業(yè)聯(lián)盟關系與新產品開發(fā)績效之間的正向關系。供應商的灰箱參與要求供應商參與到制造商的新產品開發(fā)過程中，某種意義上也可以將他們之間的關系看成一種聯(lián)盟合作關系。制造商與供應商之間的合作經(jīng)驗越豐富，由于長期的合作關系，雙方之間會不斷地增加了解，會有利于共同解決問題，從而使得合作更加有效。在合作過程中，雙方不斷地交流信息和技術，積累的經(jīng)驗會對以后的合作產生積極地影響（Valerie，2001）。

4 研究結論及啟示

4.1 研究結論

（1）供應商參與正向顯著影響新產品開發(fā)績效。通過多元回歸分析，本研究發(fā)現(xiàn)供應商參與的兩個維度對新產品開發(fā)績效都有顯著的正向影響。這個研究結果與Stundza，et al.（1998）的研究結果一致，即認為早期供應商參與可以縮短產品開發(fā)周期、提高新產品的質量、降低管理成本等，對提高新產品開發(fā)績效具有較大影響。該研究也支持Xenophon，et.al.（2007）的研究結論，即認為供應商灰箱參與對新產品開發(fā)績效產生顯著影響。供應商灰箱參與意味著供應商在新產品開發(fā)過程中承擔的責任比較大，供應商和制造商共同開發(fā)新產品，而并非傳統(tǒng)的簡單的供應商。由于供應商在零配件方面的優(yōu)勢資源，制造商為了提高最終的新產品開發(fā)績效，如產品質量、開發(fā)時間、開發(fā)成本等，充分利用供應商資源是一個明智的選擇。

（2）技術不確定的調節(jié)作用。研究結果表明技術不確定比較低時，供應商參與時機（早期參與）對新產品開發(fā)績效有更加顯著的促進作用。

Tabrizi（1995）在研究中支持，當技術不確定低時，尤其產品線是比較成熟、產品開發(fā)效果目標已經(jīng)明確的情況下，供應商的早期參與，有利于制造商與其進行有效快速溝通，對加速開發(fā)時間、降低開發(fā)成本、提高產品質量有更好的促進作用。而值得指出的是，技術不確定對于供應商參與程度（灰箱參與）對新產品開發(fā)績效的影響關系無調節(jié)作用。本研究認為該結論的得出主要是因為當前我國制造業(yè)的供應商參與程度（灰箱參與）還不夠高，最終導致技術不確定對灰箱參與與新產品開發(fā)績效關系的負向調控影響可能無法被這些樣本企業(yè)所感知。另一方面，目前我國新產品的開發(fā)仍然缺乏合作，在合作開發(fā)新產品上沿用的是傳統(tǒng)的觀念，新產品開發(fā)是制造商的事情，供應商只是在產品開發(fā)完成后才接觸。因此技術不確定的影響作用在此過程中就被弱化。

（2）合作經(jīng)驗的調節(jié)作用。合作經(jīng)驗反映的是制造商和供應商合作歷史、合作時間。研究結果表明當合作經(jīng)驗豐富時，供應商參與程度（灰箱參與）對新產品開發(fā)績效的正向效應越顯著，而供應商參與時機（早期參與）對新產品開發(fā)績效的正向效應的顯著性沒有得到驗證。在聯(lián)盟合作的相關研究中，F(xiàn)rank，David（2006）認為有更多聯(lián)盟經(jīng)驗會促進企業(yè)聯(lián)盟關系與新產品開發(fā)績效之間的正向關系。供應商灰箱參與某種程度上可以將其看成是和制造商的一種聯(lián)盟合作關系。制造商和供應商之間的合作經(jīng)驗比較少，就會不利于雙方更快速有效的溝通，甚至因為理念的不同發(fā)生沖突，從而增加雙方的溝通成本，無形當中增加了制造商的新產品開發(fā)成本，不利于制造商提高新產品開發(fā)績效。而值得指出的是，合作經(jīng)驗對于供應商參與時機（早期參與）對新產品開發(fā)績效的影響關系無調節(jié)作用。本研究認為該結論的得出主要是因為在本研究的初始訪談調查中發(fā)現(xiàn)，對供應商早期參與新產品開發(fā)這一活動的認同度不是很高，另外一方面，本研究將合作經(jīng)驗作為調節(jié)變量，是借鑒了合作經(jīng)驗在有關聯(lián)盟合作開發(fā)中的研究，由于供應商參與在某種意義上也可以看成是一種聯(lián)盟合作開發(fā)，假設沒有通過可能是因為合作經(jīng)驗并不適合作為參與時機與新產品開發(fā)績效關系的調節(jié)變量來研究。

4.2 管理啟示

（1）鼓勵供應商參與。資源依賴理論從開放系統(tǒng)的角度認為，組織運行的維持需要多種不同的資源，但是組織自己不可能都能提供。自主創(chuàng)新對企業(yè)而言，是一個龐大的系統(tǒng)工程，涉及到的有物力、財力、人力、技術等各種資源，如何有效集成整合集成這些資源將是一種重要的創(chuàng)新能力。企業(yè)應該積極與供應商、用戶、科研機構等各種外部實體建立緊密地合作關系，互利互惠，獲取自身創(chuàng)新所需要的所有有價值的資源，實現(xiàn)內部與外部資源的有效整合。

（2）鼓勵供應商早期參與帶來更高的新產品開發(fā)績效。通過本研究的論證，技術不確定低時，供應商早期參與更有利于提高新產品開發(fā)績效。反之技術不確定比較大，供應商早期參與不能帶來更好的新產品開發(fā)績效。為此，在新產品開發(fā)過程中，制造商要識別出技術不確定的程度，當新產品開發(fā)所涉及到的技術比較復雜時，需要慎重考慮供應商的早期參與，因為在技術比較復雜時，比如激進創(chuàng)新，對供應商的能力要求比較高，而目前合作的供應商可能并不能滿足制造商企業(yè)的要求，需要尋求新的供應商，而新的供應商的早期參與需要花費制造商比較大的溝通交流成本，對新產品的開發(fā)時間和成本有很大影響（Primo，Amundson，2002）。

（3）鼓勵供應商灰箱參與帶來更高的新產品開發(fā)績效。合作經(jīng)驗對供應商灰箱參與和新產品開發(fā)之間的關系具有顯著性的調節(jié)作用。這表明在供應商和制造商共同開發(fā)新產品中，合作經(jīng)驗起到了十分重要的影響作用。兩個企業(yè)經(jīng)過多次合作，有利于對彼此文化、管理風格、能力等有比較深入的了解，以便更好的利用雙方的資源（Doz，1996）。與此同時，伴隨伙伴經(jīng)驗的累積，會更有利于合作雙方形成伙伴特有的知識轉移和共享管理（Dyer，Singh，1998）。因此，制造商企業(yè)若要提高最終的新產品開發(fā)績效，必須要加強與供應商的合作，發(fā)展穩(wěn)定、長期的合作關系，穩(wěn)定、長期的合作關系有利于制造商與供應商共同開發(fā)新產品時，雙方之間進行有效的溝通，便于雙方知識共享，促進新產品開發(fā)績效的提高。

5 研究局限與展望

本文主要以浙江省內制造類企業(yè)為樣本，研究在技術不確定及合作經(jīng)驗的影響下，供應商參與對新產品開發(fā)績效產生的影響。但因理論知識、研究水平與能力的限制，同時研究資源和條件也有所限制，本文不可避免會有一些研究不足和研究局限。本文主要研究供應商參與時機和參與程度對新產品開發(fā)績效產生的影響，后續(xù)研究可以從更多的理論角度提取更多的相關因素來研究供應商參與的重要貢獻，比如供應商的特征、供應商與制造商之間的關系。此外，后續(xù)研究也可以考慮環(huán)境不確定、產品創(chuàng)新性等其他調節(jié)變量。

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