價值共創(chuàng)視角下供應(yīng)鏈企業(yè)績效提升研究

宗瑪利

內(nèi)容摘要：傳統(tǒng)的價值共創(chuàng)是指公司在企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)造價值后在市場上和顧客之間進行價值交換的過程，而隨著移動互聯(lián)網(wǎng)時代的到來，市場經(jīng)濟謀求最大限度的追求資源共享與整合，由公司與顧客聯(lián)合起來共同創(chuàng)造價值的過程即價值共創(chuàng)。價值共創(chuàng)作為將供應(yīng)鏈企業(yè)的各個環(huán)節(jié)連接起來的橋梁，從始至終承擔著構(gòu)建并優(yōu)化供應(yīng)鏈的重要作用。本文以AMOS21.0、SPSS17.0等數(shù)學(xué)分析軟件為工具，對價值共創(chuàng)視角下供應(yīng)鏈企業(yè)績效提升進行研究，實證結(jié)果得出：價值共創(chuàng)對供應(yīng)鏈及供應(yīng)鏈企業(yè)的積極作用十分顯著，其不僅能夠作為中間組織資源帶在供應(yīng)鏈企業(yè)間起到鏈接作用，還能夠促進并引導(dǎo)供應(yīng)鏈的建設(shè)。在價值共創(chuàng)的作用下，供應(yīng)鏈的運作能夠有序、高效進行，同時，供應(yīng)鏈滿足用戶需求的能力也得到提高。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈 互動導(dǎo)向 服務(wù)導(dǎo)向 價值共創(chuàng) 合作創(chuàng)新績效

引言

早在2000年，Prahalad和Ramaswamy就消費者體驗展開了研究，Vargo和Lusch就服務(wù)主導(dǎo)邏輯展開了研究，這兩個方面都屬于價值共創(chuàng)理論的研究分支，價值共創(chuàng)理論最早就起源于此。通過對各個專家學(xué)者關(guān)于共創(chuàng)價值理論研究文獻的分析可以看出，對于價值共創(chuàng)的貢獻、形成方式、作用機理、維度劃分以及影響因素等的研究有益于研究供應(yīng)鏈企業(yè)的合作關(guān)系。通過對企業(yè)價值創(chuàng)造行為的分析與探討，能夠找出供應(yīng)鏈發(fā)展的規(guī)律，即不同類型的供應(yīng)鏈需要不同的條件來保持其穩(wěn)定性，不同類型的供應(yīng)鏈在其發(fā)展過程中會呈現(xiàn)出不同的特點。不僅如此，還可使企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)更加清楚地了解供應(yīng)鏈當中各個部分之間相互依存、相互聯(lián)系、不可或缺的關(guān)系。價值共創(chuàng)以平臺機制為存在形式，以生態(tài)圈中的潛在合作伙伴為服務(wù)對象，通過對他們的拉動作用，對用戶所需要的各項服務(wù)進行不斷完善，為供應(yīng)鏈中的所有用戶打造一個完善的價值轉(zhuǎn)移體系，讓他們能夠通過信息、數(shù)據(jù)等媒介，柔性應(yīng)對各種環(huán)境變化，最終形成體系的良性循環(huán)。

理論分析與假設(shè)提出

關(guān)于企業(yè)價值的創(chuàng)造方面，Rayport等學(xué)者在其研究中明確提出企業(yè)維持其競爭力的重要原因是互動導(dǎo)向以及高效互動管理。此外，有相關(guān)研究表明，企業(yè)與有價值的合作伙伴建立穩(wěn)定的合作關(guān)系的能力與其互動導(dǎo)向程度有直接關(guān)系，企業(yè)互動導(dǎo)向程度越高，將合作伙伴轉(zhuǎn)化為有利于自身發(fā)展的企業(yè)資源的能力就越強。由此可看出，作為一種新興的企業(yè)戰(zhàn)略導(dǎo)向，互動導(dǎo)向不僅在企業(yè)的發(fā)展中起到重要的聚焦作用，還能夠體現(xiàn)出企業(yè)的互動能力，這種互動能力主要體現(xiàn)在資源共享、創(chuàng)新合作、創(chuàng)新績效的獲取上。根據(jù)上述分析，可得到如下假設(shè)：

H1：互動導(dǎo)向?qū)献鲃?chuàng)新績效具有正向影響。

在價值共創(chuàng)的實現(xiàn)中，互動導(dǎo)向具有不可取代的作用，企業(yè)與合作伙伴或者利益相關(guān)者之間的互動將直接影響價值共創(chuàng)的實施與執(zhí)行，企業(yè)能夠在信息對稱的條件下，利用互動導(dǎo)向建立有效的溝通平臺，并且通過與合作伙伴之間的溝通來形成彼此之間的感應(yīng)和資源互補，以此來產(chǎn)生對潛在合作伙伴的吸引作用，最終讓更多的潛在合作伙伴轉(zhuǎn)化成為價值共創(chuàng)的承擔者，幫助合作雙方創(chuàng)造更大的價值，使價值不斷趨于最大化。根據(jù)上述分析，可得到如下假設(shè)：

H2：互動導(dǎo)向?qū)r值共創(chuàng)具有正向影響。

作為一種新的營銷范式，價值共創(chuàng)主要來源于服務(wù)主導(dǎo)邏輯，因為其關(guān)系到企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，所以被各個企業(yè)廣泛關(guān)注。在共創(chuàng)價值的模式下，企業(yè)與其合作伙伴共同創(chuàng)造價值，其中，合作伙伴在價值創(chuàng)造中的作用日漸明顯，其地位也在不斷攀升。原因在于其不僅能夠通過與生產(chǎn)企業(yè)之間的合作來形成產(chǎn)品和服務(wù)設(shè)計之間的高度互動，同時又能夠形成生產(chǎn)與消費之間的合作，進而有利于合作雙方績效的提高。此外，由于制度和情感的連帶作用，使得合作伙伴之間能夠有效地規(guī)避彼此之間的交易風(fēng)險，使雙方的交易程度得以提高。根據(jù)上述分析，可得到如下假設(shè)：

H3：價值共創(chuàng)對合作創(chuàng)新績效具有正向影響。

當代社會，衡量企業(yè)競爭力的標準已經(jīng)不單單是產(chǎn)品質(zhì)量和成本優(yōu)勢，在科技與信息全面發(fā)展的時代，如何更好地滿足用戶體驗的共創(chuàng)價值能力成為新的競爭力優(yōu)勢衡量標準。由此可看出，在企業(yè)的合作創(chuàng)新實踐中，價值共創(chuàng)行為的作用日漸突出，其作為企業(yè)競爭策略的新來源而存在。除此之外，價值共識的建立以及共創(chuàng)價值能力的具備成為創(chuàng)新合作的關(guān)鍵。一方面，創(chuàng)新主體與合作伙伴之間一旦建立起價值共識，就能夠通過有效的互動來獲得互補性資源，從而實現(xiàn)價值共贏；另一方面，創(chuàng)新主體一起創(chuàng)造價值能力的高低，和解決創(chuàng)新合作過程中合作各方之間所產(chǎn)生的沖突矛盾的及時性和有效性成正比，這對合作關(guān)系的穩(wěn)定有著十分重要的影響。因此，價值共創(chuàng)可在創(chuàng)新主體、合作創(chuàng)新績效以及互動導(dǎo)向之間產(chǎn)生一定的樞紐作用。根據(jù)上述分析，可得到如下假設(shè)：

H4：價值共創(chuàng)能夠搭建互動導(dǎo)向和合作創(chuàng)新績效之間的橋梁。

互動導(dǎo)向雖然在價值共創(chuàng)中起到必不可少的作用，但是對價值的認知、定位、意愿以及利用方法將會對創(chuàng)造價值的數(shù)量、程度與持續(xù)性的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響；而價值共創(chuàng)與互動導(dǎo)向之間的關(guān)系可通過服務(wù)導(dǎo)向加以調(diào)節(jié)，換言之，服務(wù)導(dǎo)向的強弱將直接影響兩者之間的關(guān)系顯著程度。服務(wù)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用是通過服務(wù)方案的創(chuàng)新、服務(wù)需求的匹配以及服務(wù)品質(zhì)的建立來實現(xiàn)的。在服務(wù)導(dǎo)向的作用下，企業(yè)之間能夠更加深入地了解彼此，建立更為密切的互動體驗，提高互動導(dǎo)向的影響力，使其能夠更好作用于價值共創(chuàng)。根據(jù)上述分析，可得到如下假設(shè)：

H5：服務(wù)導(dǎo)向能夠協(xié)調(diào)互動導(dǎo)向與價值共創(chuàng)二者的關(guān)系。

作為企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略中的重要因素，服務(wù)能夠在一定程度上提高企業(yè)的競爭力，如今，越來越多的企業(yè)都通過提高服務(wù)來達到增強競爭力的目的，因此，合作伙伴之間互動服務(wù)網(wǎng)絡(luò)的建立與完善能夠幫助企業(yè)不斷獲取合作創(chuàng)新成果以及差異化的競爭優(yōu)勢。由此可看出，服務(wù)導(dǎo)向不僅能夠?qū)r值共創(chuàng)與互動導(dǎo)向的關(guān)系顯著度產(chǎn)生一定的影響，同時又能夠?qū)訉?dǎo)向與合作創(chuàng)新績效的顯著程度起到一定的調(diào)節(jié)作用。良好的服務(wù)導(dǎo)向能夠幫助企業(yè)建立組織間的良性互動，使合作主體之間能夠通過互動提高資源的分享率，基于此提出如下假設(shè)：

H6：服務(wù)導(dǎo)向在互動導(dǎo)向與合作創(chuàng)新績效之間起到調(diào)節(jié)作用。

研究設(shè)計

基于上文分析，可總結(jié)得出本研究的理論模型如圖1所示。

（一）變量定義與測量

理論模型中的四個變量即本研究需要進行度量的變量。為了提高測量工具的信度以及效度，上述四個變量都嚴格按照國內(nèi)外學(xué)者提出的成熟量表（Ramani和Kumar（2008）、許廣永（2013）、Prahalad和Ramaswamy（2004）、張秀樺和盧龍泉等（2012）、徐璐和王重鳴等（2013）、李玲（2011））進行度量，同時，為了保證數(shù)據(jù)與本文的研究目的高度一致性，本文在專家們的量表的基礎(chǔ)上稍加改動。另外，在進行問卷設(shè)計時，所有的量表都是以Likert5點量表為參考依據(jù)，并最終完成關(guān)于上述變量的測度。

（二）描述性統(tǒng)計

此次調(diào)查一共發(fā)放500份問卷，成功回收368份問卷，回收率為73.6%，對所回收的問卷進行整理、篩選后，最終得到334份有效問卷，問卷有效率為66.8%。從問卷的調(diào)查結(jié)果來看，就企業(yè)所屬領(lǐng)域而言，商貿(mào)、服務(wù)、房產(chǎn)、科技以及建筑等行業(yè)占據(jù)了絕大多數(shù)的比例；就企業(yè)成立時間而言，參與調(diào)查的企業(yè)中絕大多數(shù)的成立年限在3-8年之間，這比較符合本次調(diào)研目標；就被調(diào)查者的基本情況而言，絕大多數(shù)的被調(diào)查者的年齡在26歲以上，72.75%的被調(diào)查者都處于基層管理者以上職位，67.67%的被調(diào)查者的學(xué)歷為本科及以上。由此可看出，被調(diào)查者的基本情況與本調(diào)研目標具有一致性，即能夠?qū)λ婕暗膯栴}具有一定的熟悉度及敏感性（受篇幅所限，調(diào)查樣本的基本特征統(tǒng)計表格未列出）。

（三）信效度分析

為了更好地完成數(shù)據(jù)統(tǒng)計、信度分析以及各項計算工作，本文選用了專業(yè)工具SPSS17.0以及AMOS21.0。通過對信度測量結(jié)果的分析，認為本文的信度測量結(jié)果滿足一致性檢驗的要求，四個變量的判斷Cronbach's Alpha分別為0.765、0.870、0.808、0.973，由此可明確地判定本文四個變量的可信度都比較高。

基于此，本文進一步利用AMOS21.0來完成驗證性因素分析（CFA）工作，同時為了評估各個變量因子之間的區(qū)分效度，本文依次建立四種模型，如表1所示，通過對比發(fā)現(xiàn)，四因子模型的擬合指數(shù)（見表1）最符合要求（X2/df=2.33；RMSEA=0.063；NFI=0.95；CFI=1.019；IFI=1.021），由此可看出，四個變量中，其余三個變量與合作創(chuàng)新績效之間有著比較好的區(qū)分效度。

（四）相關(guān)性分析

本文的相關(guān)性分析采用了皮爾遜相關(guān)分析法，通過對各變量進行相關(guān)性分析，得出以下結(jié)果：

自變量互動導(dǎo)向、結(jié)果變量合作創(chuàng)新績效以及中介變量價值共創(chuàng)三者之間均存在一定的相關(guān)性；

IO和CI的相關(guān)系數(shù)為0.698，CV和CI的相關(guān)系數(shù)為0.713，互動導(dǎo)向與價值共創(chuàng)的相關(guān)系數(shù)為0.798；

三者之間的顯著性均小于0.001。

根據(jù)上述結(jié)果，可明確得出上述三個變量具備相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，為對相關(guān)變量間所具備的相互影響關(guān)系進行深入檢驗，還需進行進一步檢驗（受篇幅所限，各變量的相關(guān)性結(jié)果表格未列出）。

（五）假設(shè)檢驗

1.主效應(yīng)檢驗。主效應(yīng)檢驗的目的是用來驗證互動導(dǎo)向?qū)献鲃?chuàng)新績效的影響，本文對于主效應(yīng)的檢驗嚴格根據(jù)線性回歸分析的步驟。首先在回歸方程中引入了學(xué)歷、年齡等相關(guān)控制變量，構(gòu)建出模型1；然后把自變量IO導(dǎo)進回歸方程里，建立模型2。最后通過對數(shù)據(jù)進行系統(tǒng)整理與分析，得到表2的回歸分析表。

表2中，筆者對模型1進行分析，分析后發(fā)現(xiàn)，雖然有控制變量的引入，但是模型的解釋能力沒有明顯的變化，解釋合作創(chuàng)新績效的方差僅為2.7%（ΔF=1.994，P>0.05），由此可看出上述控制變量對合作創(chuàng)新績效沒有顯著影響。但是，同樣對模型二進行分析，得知基于互動導(dǎo)向的引入，模型本身的解釋能力明顯增強，實際增幅可達到52.3%（ΔF=413.459，P<0.001），在此情況下，IO對CI的影響系數(shù)是0.824，這對假設(shè)H1的可執(zhí)行性起到了支持作用。

2.中介效應(yīng)檢驗。在中介效應(yīng)的檢驗中，本文結(jié)合了Baron以及Kenny（1986）兩位學(xué)者提出的經(jīng)典方法，將主效應(yīng)檢驗中的控制變量、互動導(dǎo)向以及中介變量（見圖2）依次引入以合作創(chuàng)新績效為因變量的回歸方程中，分析結(jié)果如表3所示；其次將控制變量、互動導(dǎo)向依此引入以價值共創(chuàng)為因變量的回歸方程中，分析結(jié)果如表4所示。

接下來對表3、表4中的模型進行分析。首先，對表3的模型2進行分析，對于模型2而言，其能夠體現(xiàn)出互動導(dǎo)向是如何在合作創(chuàng)新績效上起到正向調(diào)節(jié)作用的，且這一作用十分顯著（β=0.824，P<0. 001）；其次，對表4中的模型2進行分析，對于該模型而言，其能夠體現(xiàn)出互動導(dǎo)向是如何在價值共創(chuàng)上起到正向調(diào)節(jié)作用的，并且這一作用同樣十分顯著（β=0.823，P<0.001）；這兩個顯著的作用共同驗證了互動導(dǎo)向的中介效應(yīng)。

最后，對表3中的模型4進行分析，對于模型4而言，其可表現(xiàn)出在自變量和中間變量共同對因變量展開回歸分析條件下，互動導(dǎo)向?qū)献鲃?chuàng)新績效的影響系數(shù)從0.824（P<0.001）減小為0.338（P<0.001），而且價值共創(chuàng)直接影響合作創(chuàng)新績效的高低，二者具有正比例關(guān)系。此外，再結(jié)合表中的相關(guān)數(shù)據(jù)，足以看出價值共創(chuàng)對模型解釋能力的影響（引入該中介變量后，表1模型的解釋能力提高了9.4%（ΔF=93.834，P<0.001），這充分驗證了假設(shè)H4。

3.調(diào)節(jié)性檢驗。在對服務(wù)導(dǎo)向進行調(diào)節(jié)性檢驗時，同樣按照上述兩種檢驗的方法來進行。將控制變量、自變量、調(diào)節(jié)變量以及二者的乘積分別引入以價值共創(chuàng)、合作創(chuàng)新績效為因變量的回歸方程中（受篇幅所限，服務(wù)導(dǎo)向調(diào)節(jié)作用回歸分析表未列出）。

通過調(diào)節(jié)性檢驗發(fā)現(xiàn)，依照模型4，可清楚地發(fā)現(xiàn)IO和SO這二者存在較為明顯的疊加影響效果，同時隨著交互項的加入，模型的解釋能力得到提高，增幅為1.2%（ΔF=17.986，P<0.001），驗證了假設(shè)H5。從模型8中同樣可看出上述顯著關(guān)系，同時模型的解釋能力的增幅由1.2%提高到3.1%（ΔF=36.021，P<0.001），驗證了假設(shè)H6。

結(jié)論與建議

通過本文一系列的探析，能夠了解到IO、CV、CI三者間所存在的相關(guān)性和相互影響機制，其中，互動導(dǎo)向在價值共創(chuàng)、合作創(chuàng)新績效間發(fā)揮出了正向調(diào)節(jié)作用；與之相同，價值共創(chuàng)直接影響了合作創(chuàng)新績效的高低；價值共創(chuàng)又在其余兩者中搭建了溝通的橋梁；而服務(wù)導(dǎo)向則能夠影響互動導(dǎo)向與價值共創(chuàng)之間聯(lián)系?；诖?，對企業(yè)的營銷管理者的建議如下：

首先，構(gòu)建合作伙伴選擇與信任機制。合作伙伴的好壞直接關(guān)系到合作績效的優(yōu)劣，因此，對合作伙伴選擇的好壞決定了企業(yè)能否獲得卓越的合作績效。因此，身為供應(yīng)鏈企業(yè)的一員，在選擇合作伙伴時首先應(yīng)當考慮兩個因素，其一是合作伙伴是否能夠與自身的資源形成互補；其二是合作伙伴的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系是否能夠利用。因為資源互補能夠為企業(yè)帶來更多的創(chuàng)新思維，網(wǎng)絡(luò)關(guān)系能夠為企業(yè)提供不斷尋找優(yōu)秀合作伙伴的機會。

其次，構(gòu)建“互動一服務(wù)”雙導(dǎo)向共同機制。提高合作伙伴之間的互動的頻率與效率，同時提高互動導(dǎo)向的水平。供應(yīng)鏈的日常管理是一個極為復(fù)雜和極具挑戰(zhàn)性的事情，這主要取決于供應(yīng)鏈的復(fù)雜性以及分布的廣泛性。提高供應(yīng)鏈企業(yè)之間的互動頻率能夠讓各個企業(yè)都能夠及時地了解其他企業(yè)的最新進展，進而提高應(yīng)對突發(fā)事件、困難狀況的能力；提高供應(yīng)鏈企業(yè)之間的互動效率能夠提高其在合作期間所有工作的效率，進而使時間成本的消耗降低到合理范圍之內(nèi)?；訖C制的完善可降低供應(yīng)鏈企業(yè)之間的利益損失，同時又能夠幫助企業(yè)獲得長遠的利益，實現(xiàn)長期的合作，進而維系供應(yīng)鏈企業(yè)之間的平衡關(guān)系，使各個企業(yè)朝著同一目標前進。

最后，構(gòu)建價值共創(chuàng)機制。首先，應(yīng)當以價值共創(chuàng)為所有互動的基本準則；其次，各企業(yè)之間應(yīng)當提高溝通的時效性，注重企業(yè)自身利益與共同利益的結(jié)合，從而提高組織的整體競爭力；最后，將價值共創(chuàng)機制引入組織問題的解決方案中，尤其是在合作中遇到相關(guān)問題。這樣不僅能夠?qū)⑼饨缱枇档阶畹停瑫r又能夠有效地規(guī)避合作創(chuàng)新的風(fēng)險，最終對推動合作創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極影響。

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