動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的影響分析

趙京芳

基金項(xiàng)目：本文系2015年度寧波市軟科學(xué)項(xiàng)目“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)與普惠金融背景下科技與金融服務(wù)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的路徑與對策研究”（項(xiàng)目編號：2015A10048）

中圖分類號：F323 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：農(nóng)民增收困難、農(nóng)產(chǎn)品流通加工業(yè)發(fā)展遲緩、食品安全問題頻發(fā)是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中急需解決的三大問題，而這些問題的出現(xiàn)是由于我國目前的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的外部性和參與主體的短視行為造成的。為了從根本上解決農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈中存在的這些問題，有必要對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈進(jìn)行深入研究。本文從復(fù)雜性視角出發(fā)剖析農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈，農(nóng)產(chǎn)品的復(fù)雜性對于供應(yīng)鏈提出了動(dòng)態(tài)能力方面的要求，而動(dòng)態(tài)能力又會(huì)影響到農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的績效。本文通過實(shí)證研究驗(yàn)證了動(dòng)態(tài)能力對于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的影響。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈績效 農(nóng)產(chǎn)品 動(dòng)態(tài)能力 因子分析

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對供應(yīng)鏈績效的影響分析

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力是農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈通過學(xué)習(xí)去整合和重構(gòu)內(nèi)外部資源與關(guān)系，改造或創(chuàng)新運(yùn)作流程，以捕獲或創(chuàng)造市場機(jī)會(huì)的過程。通過創(chuàng)新的催化作用與學(xué)習(xí)的內(nèi)化作用，供應(yīng)鏈將具備更好的資源、關(guān)系的整合與重構(gòu)能力，從而實(shí)現(xiàn)資源與環(huán)境的匹配。由于供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對績效影響的研究還處于起步階段，學(xué)者們多是針對企業(yè)中的動(dòng)態(tài)能力對績效影響進(jìn)行研究。基于目前的研究結(jié)果，本文提出：

假設(shè)1：農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效存在正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)1是針對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效總體的影響情況而言。驗(yàn)證假設(shè)1的目的是通過提高供應(yīng)鏈的動(dòng)態(tài)能力進(jìn)而提高農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的績效，而動(dòng)態(tài)能力的提高需要落實(shí)到動(dòng)態(tài)能力的具體構(gòu)成維度上，因此本文在對動(dòng)態(tài)能力與績效的總體情況研究基礎(chǔ)上，將進(jìn)一步研究動(dòng)態(tài)能力的各維度與績效的關(guān)系。本文的分析框架如圖1所示。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與供應(yīng)鏈績效。我國落后的農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)現(xiàn)狀需要農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈不斷學(xué)習(xí)先進(jìn)的管理經(jīng)驗(yàn)和技術(shù)方法。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈通過學(xué)習(xí)能夠不斷更新知識與動(dòng)態(tài)能力。學(xué)習(xí)使得農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈能夠?qū)⒃谶\(yùn)營過程中獲取的知識內(nèi)化成為供應(yīng)鏈運(yùn)作過程的慣例，并通過對外部環(huán)境的掃描獲取外部最新的知識、資源、技術(shù)，從而提高農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的反應(yīng)速度。學(xué)習(xí)能力對于企業(yè)績效影響來看，學(xué)者們大多數(shù)認(rèn)為學(xué)習(xí)能力對供應(yīng)鏈績效有正向影響。如蔡莉以新創(chuàng)企業(yè)為研究對象，認(rèn)為學(xué)習(xí)能力能夠提高企業(yè)對于資源整合水平，有助于新創(chuàng)企業(yè)績效的提高?；谝陨涎芯?，本文提出：

假設(shè)2：農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效正向相關(guān)。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與供應(yīng)鏈績效。重構(gòu)能力強(qiáng)調(diào)的是當(dāng)供應(yīng)鏈中出現(xiàn)如農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)中斷、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)、市場需求轉(zhuǎn)移等不確定情況下，供應(yīng)鏈的恢復(fù)能力。在針對重構(gòu)能力對供應(yīng)鏈績效影響的研究方面，巫立宇（2006）、黃俊（2008）、劉靜（2008）均認(rèn)為Teece所提出的重構(gòu)能力與柔性能力的本質(zhì)是相同的。因此，對于重構(gòu)能力與對供應(yīng)鏈績效的影響可以轉(zhuǎn)化為柔性能力對供應(yīng)鏈績效的影響?；谝陨涎芯砍晒疚奶岢觯?/p>

假設(shè)3：農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效正向相關(guān)。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與供應(yīng)鏈績效。整合能力強(qiáng)調(diào)的是供應(yīng)鏈內(nèi)外部在日常運(yùn)作過程中的配合情況，包括了將新加入的資源和關(guān)系與已有資源和關(guān)系進(jìn)行整合、提高現(xiàn)有資源與關(guān)系的合作深度，從而使得供應(yīng)鏈參與主體各方利益一致，實(shí)現(xiàn)供應(yīng)鏈成果共享、風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)。Aoki（1990）認(rèn)為僅從外部獲取企業(yè)所需資源是不夠的，還需要通過對這些資源進(jìn)行整合，才能提高競爭力。Teece（1997）提出了在新產(chǎn)品開發(fā)時(shí)，如果能有效地獲取資源并對其進(jìn)行整合，能夠促進(jìn)企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)績效。Hally（2002）認(rèn)為供應(yīng)鏈的整合能夠促進(jìn)供應(yīng)鏈參與主體之間的交流與互動(dòng)，從而使得參與雙方都獲得相應(yīng)利益?；谝陨涎芯勘疚奶岢觯?/p>

假設(shè)4：農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效正向相關(guān)。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈績效。我國農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈發(fā)展的現(xiàn)狀決定了在進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品動(dòng)態(tài)能力研究時(shí)必須重視對于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力的研究。目前，學(xué)者們從理論角度分析認(rèn)為，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈效率低下的原因是由于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈流通環(huán)節(jié)復(fù)雜、產(chǎn)品精加工程度較低，這些都是農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈需要?jiǎng)?chuàng)新的地方。在針對一般供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力對績效的影響研究方面，林焜的研究表明在汽車供應(yīng)鏈中，創(chuàng)新能力對績效的客戶價(jià)值、未來發(fā)展、財(cái)務(wù)價(jià)值方面有積極作用?；谝陨蠈τ谝话愎?yīng)鏈的研究結(jié)果本文提出：

假設(shè)5：農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效正向相關(guān)。

假設(shè)檢驗(yàn)與模型擬合

（一）正式問卷信度與效度檢驗(yàn)

本次調(diào)研主要通過電子郵箱與現(xiàn)場發(fā)放問卷兩種方式收集數(shù)據(jù)。正式調(diào)研共發(fā)放問卷760份，收回問卷290份，其中剔除不完整問卷32份、無效問卷27份、無法辨別問卷5份，有效問卷共226份，有效回收率為29.7%，符合回收要求。

在進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)與模型擬合分析之前，本文首先采用SPSS20.0軟件對正式問卷的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力進(jìn)行信度與效度分析。結(jié)果顯示農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力具有較好的信度，通過信度檢驗(yàn)；且具有較好的收斂效度，通過效度檢驗(yàn)。

（二）假設(shè)檢驗(yàn)與模型擬合

本文采用SPSS20.0軟件與AMOS20.0軟件對本文所提出的5個(gè)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)構(gòu)方程模型是本研究檢驗(yàn)假設(shè)的重要方法。在進(jìn)行模型擬合度分析時(shí)，本文借鑒蔡樹堂（2012）、Gefen（2002）所采用的擬合指標(biāo)及判別標(biāo)準(zhǔn)，具體判別標(biāo)準(zhǔn)見表1。

1.農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力的構(gòu)成維度檢驗(yàn)。對于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力的構(gòu)成維度檢驗(yàn)采用的是農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力二階模型，如圖2所示。該圖初步表明該模型的擬合效果較好。具體來看，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力二階驗(yàn)證性因子分析模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.10（其中卡方值為734.931，自由度為350），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.070小于0.08、NFI為0.830、IFI為0.903、CFI為0.902、TLI為0.895。NFI的值較為不理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)，而IFI、CFI、TLI均大于或接近0.9，較為理想。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力的模型擬合效果理想。endprint

表2是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力構(gòu)成模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。其中：學(xué)習(xí)能力與動(dòng)態(tài)能力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.883，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著；重構(gòu)能力與動(dòng)態(tài)能力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.930，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著；整合能力與動(dòng)態(tài)能力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.938，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著；創(chuàng)新能力與動(dòng)態(tài)能力的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.879，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。綜上，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力的各一階因子的因子負(fù)荷均大于0.5，且在0.001水平上達(dá)到顯著，表明擬合模型有較好的構(gòu)念效度。本研究中提出的農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力構(gòu)成維度的測量模型是有效的，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力包含學(xué)習(xí)能力、重構(gòu)能力、整合能力、創(chuàng)新能力這四個(gè)維度。

2.各變量描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析。本文運(yùn)用SPSS20.0軟件對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力各變量及農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析。分析結(jié)果顯示，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與供應(yīng)鏈績效各維度的相關(guān)系數(shù)分別為0.582、0.687、0.578，在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與供應(yīng)鏈績效各維度的相關(guān)系數(shù)分別為0. 611、0.739、0.623，在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與供應(yīng)鏈績效各維度的相關(guān)系數(shù)分別為0.580、0.799、0.640，在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈績效各維度的相關(guān)系數(shù)分別為0.673、0.681、0.600，在0.01的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性。以上結(jié)論與本研究所提出的假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5相契合，說明本研究有必要進(jìn)一步驗(yàn)證所提出的假設(shè)。

3.農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力與供應(yīng)鏈績效的關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型如圖3所示，圖3初步表明該結(jié)果模型的擬合效果較好。具體來看，該結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.11（其中卡方值為1919.352，自由度為912），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.070小于0.08、NFI為0.756、IFI為0.855、CFI為0.854、TLI為0.849。NFI、IFI、CFI、TLI的值均較不理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型擬合可以接受。

表3是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效結(jié)構(gòu)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。其中農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.928，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。而動(dòng)態(tài)能力各維度與動(dòng)態(tài)能力的關(guān)系已在假設(shè)1中驗(yàn)證。柔性績效與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.791，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。質(zhì)量績效與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.955，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。財(cái)務(wù)績效與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.860，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的各一階因子的因子負(fù)荷均大于0.5，且在0.001水平上達(dá)到顯著，表明農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈有較好的構(gòu)念效度。從以上結(jié)果中可以看出，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效具有顯著的正影響且農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效結(jié)構(gòu)模型成立，假設(shè)1得證。

4.農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈動(dòng)態(tài)能力各維度對于供應(yīng)鏈績效的關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型如圖4所示，對圖4初步判斷表明該結(jié)果模型的擬合效果較好。具體來看，該結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.46（其中卡方值為510.124，自由度為207），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.079小于0.08、NFI為0.845、IFI為0.902、CFI為0.901、TLI為0.889。NFI、TLI的值不太理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)。而IFI、CFI均大于0.9，較為理想。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型擬合效果理想。表4中關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效結(jié)構(gòu)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.789，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。以上數(shù)據(jù)表明農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型能夠得到驗(yàn)證，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈學(xué)習(xí)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效呈顯著正向相關(guān)，假設(shè)2得證。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型如圖5所示，對圖5初步判斷表明該結(jié)果模型的擬合效果較好。具體來看，該結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.24（其中卡方值為515.584，自由度為230），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.079小于0.08、NFI為0.856、IFI為0.915、CFI為0.914、TLI為0.906。NFI的值不太理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)。而IFI、CFI、TLI均大于0.9，較為理想。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型擬合效果理想。表4中有關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效各結(jié)構(gòu)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.830，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。以上數(shù)據(jù)表明農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型能夠得到驗(yàn)證；農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效呈顯著正向相關(guān)，假設(shè)3得證。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型如圖6所示，對圖6初步判斷表明該結(jié)果模型的擬合效果較好。具體來看，該結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.55（其中卡方值為690.6，自由度為271），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.078小于0.08、NFI為0.830、IFI為0.889、CFI為0.888、TLI為0.876。NFI、IFI、CFI、TLI的值都不太理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型擬合效果理想。表4中有關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效各結(jié)構(gòu)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.846，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。以上數(shù)據(jù)表明農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型能夠得到驗(yàn)證，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈整合能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效呈顯著正向相關(guān)，假設(shè)4得證。

農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型如圖7所示。對圖7初步判斷表明該結(jié)果模型的擬合效果較好。具體來看，該結(jié)構(gòu)模型的擬合指數(shù)分別為：χ2/df等于2.54（其中卡方值為515.8，自由度為203），符合χ2/df小于3的要求；RMSEA為0.074小于0.08、NFI為0.851、IFI為0.904、CFI為0.903、TLI為0.890。NFI的值不太理想，但是在可以接受的范圍內(nèi)。IFI、CFI、TLI均大于或接近于0.9。從以上指標(biāo)可以判斷農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈重構(gòu)能力與供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型擬合效果理想。表4中有關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效各結(jié)構(gòu)模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果。農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力與農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.816，路徑系數(shù)的P值小于0.001，在0.001的水平上達(dá)到顯著。以上數(shù)據(jù)表明農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效的結(jié)構(gòu)模型能夠得到驗(yàn)證，農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈創(chuàng)新能力對農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈績效呈顯著正向相關(guān)，假設(shè)5得證。

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