綠色供應(yīng)鏈整合與綠色創(chuàng)新關(guān)系研究

懷 謙，孔 婷，臺玉紅 HUAI Qian, KONG Ting, TAI Yuhong

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院，上海200093）

0 引 言

當(dāng)前，綠色創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的目標(biāo)，但是通過何種途徑來提升企業(yè)的創(chuàng)新績效成為企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者的難題。國外有研究指出開展綠色供應(yīng)鏈整合，協(xié)調(diào)和管理供應(yīng)商和客戶的資源與信息，被視為提高企業(yè)綠色創(chuàng)新的重要方式[1]。因此，企業(yè)按照國家保護(hù)環(huán)境的政策，是否能夠通過綠色供應(yīng)鏈整合來促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新成為亟待解決的問題。

有學(xué)者對綠色供應(yīng)鏈整合和綠色創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了研究，但未能夠達(dá)成一致結(jié)論。Melander 認(rèn)為企業(yè)通過綠色供應(yīng)鏈與合作伙伴開展戰(zhàn)略協(xié)作，能夠充分獲取環(huán)保材料，生產(chǎn)綠色環(huán)保產(chǎn)品，幫助企業(yè)提高綠色產(chǎn)品的創(chuàng)新能力，有益于優(yōu)化企業(yè)的生產(chǎn)流程和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新[2]。綠色客戶整合同樣也有助于企業(yè)的綠色創(chuàng)新。企業(yè)與客戶通過共同協(xié)作，依據(jù)客戶需求制定生產(chǎn)計劃，可以使用資源消耗量最低的產(chǎn)品材料來響應(yīng)客戶，如Ashwin 發(fā)現(xiàn)通過綠色客戶整合，企業(yè)就可以在設(shè)計階段考慮客戶的需求，提高產(chǎn)品交付的可靠性[3]，也進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，綠色技術(shù)動態(tài)性體現(xiàn)為產(chǎn)品工藝技術(shù)發(fā)展變化的速度，從而適應(yīng)外部環(huán)境變化的需求，復(fù)雜多變的競爭環(huán)境使企業(yè)更應(yīng)從動態(tài)視角做出調(diào)整[4]。

綜上所述，本文基于知識基礎(chǔ)觀，引入以綠色技術(shù)動態(tài)性為調(diào)節(jié)變量，探究綠色供應(yīng)鏈整合與綠色創(chuàng)新的關(guān)系，構(gòu)建三者之間的理論模型，探討綠色技術(shù)動態(tài)性在綠色供應(yīng)鏈整合對綠色創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以進(jìn)一步明晰綠色供應(yīng)鏈整合與綠色創(chuàng)新之間的具體路徑。

1 知識基礎(chǔ)觀

知識基礎(chǔ)觀認(rèn)為知識是企業(yè)重要的戰(zhàn)略資源和獲取競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵[5]。綠色供應(yīng)鏈整合是企業(yè)獲取外部資源的重要手段，在通過綠色供應(yīng)鏈整合將知識資源轉(zhuǎn)化為企業(yè)競爭優(yōu)勢的過程中，企業(yè)為了適應(yīng)外部環(huán)境變化，通過綠色技術(shù)動態(tài)性吸收供應(yīng)鏈環(huán)保創(chuàng)新資源知識，完善企業(yè)工藝創(chuàng)新流程[6]，從而實現(xiàn)企業(yè)的綠色創(chuàng)新發(fā)展。

企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的核心競爭力來源于整合資源的能力，然而開展綠色供應(yīng)鏈整合是協(xié)調(diào)和管理供應(yīng)商和客戶等合作伙伴資源的重要途徑，Chen 和Wan 研究發(fā)現(xiàn)供應(yīng)鏈伙伴之間的綠色合作會促進(jìn)企業(yè)的綠色創(chuàng)新[7]，可見有助于企業(yè)與外部合作伙伴進(jìn)行充分的交流溝通，及時獲取環(huán)保信息及環(huán)保技術(shù)，也是企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵。同樣的，顧客整合能夠明確創(chuàng)造力向創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化方向，提升組織創(chuàng)造力向創(chuàng)新績效的轉(zhuǎn)化效率。李敏[8]研究得出企業(yè)與供應(yīng)商和客戶的環(huán)保合作對企業(yè)綠色創(chuàng)新都有積極促進(jìn)作用。基于以上論述，提出以下假設(shè)：

H1a-b:（a） 綠色供應(yīng)商整合和（b） 綠色客戶整合對綠色工藝創(chuàng)新有顯著地正向作用；

H2a-b:（a） 綠色供應(yīng)商整合和（b） 綠色客戶整合對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新有顯著地正向作用。

綠色技術(shù)動態(tài)性是企業(yè)在利用現(xiàn)有資源和能力基礎(chǔ)上，對環(huán)境和資源進(jìn)行重新建立組織能力，從而適應(yīng)外部環(huán)境變化的需求，Eckhadt[9]在研究創(chuàng)業(yè)機會時指出，外部環(huán)境的技術(shù)動態(tài)性越高，企業(yè)技術(shù)識別機會越多，尤其是生產(chǎn)鏈反饋信息的正確解讀有助于企業(yè)創(chuàng)新生產(chǎn)技術(shù)。徐寧[10]等提出技術(shù)創(chuàng)新動態(tài)能力是指企業(yè)為了創(chuàng)造價值和適應(yīng)外部環(huán)境而進(jìn)行一系列技術(shù)創(chuàng)新投入、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出和實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的能力?；谝陨险撌?，提出以下假設(shè)：H3a-b：綠色技術(shù)動態(tài)性在（a） 綠色供應(yīng)商整合和（b） 綠色客戶整合對綠色工藝創(chuàng)新的關(guān)系中有調(diào)節(jié)作用。根據(jù)以上分析提出本文的研究概念模型，如圖1 所示：

2 數(shù)據(jù)收集與量表

本研究遵循嚴(yán)謹(jǐn)?shù)牟襟E設(shè)計調(diào)研問卷：基于文獻(xiàn)研究確定研究變量及測量指標(biāo)形成問卷初稿；根據(jù)預(yù)調(diào)研及專家訪談的反饋，修改并形成問卷終稿。為了平衡研究成本和樣本代表性，本研究主要選取了江蘇、廣東、山東和陜西區(qū)域制造企業(yè)開展調(diào)研。問卷發(fā)放方式包含實地調(diào)研、郵件發(fā)放及電話訪問，研究共發(fā)放問卷600 份，有效問卷237 份，有效回收率為39.5%。樣本涵蓋不同規(guī)模和不同所有制類型的企業(yè)，具有一定的代表性。本研究采用李克特7 點計分法對問卷所包含的變量進(jìn)行測量，綠色供應(yīng)鏈整合包含綠色供應(yīng)商整合和綠色客戶整合兩個變量，測度指標(biāo)參考Vachon 和Klassen[11]的研究；綠色創(chuàng)新包含綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新兩個變量，測度指標(biāo)參考Chen[12]等人的研究；綠色技術(shù)動態(tài)性測度指標(biāo)參考Sheng[13]等人的研究；控制變量：包含企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年限、企業(yè)所有制類型。

3 研究結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

利用Pearson 初步分析各變量間的相關(guān)關(guān)系，表1 可以看出各變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.70，表明變量之間不存在多重共線性問題且存在一定的相關(guān)關(guān)系。

表1 描述性統(tǒng)計及變量間的相關(guān)系數(shù)

3.2 信效度檢驗

本文運用SPSS20.0 與Amos17.0 軟件分析綠色供應(yīng)鏈整合與綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系。首先，采用Cronbach'sα、Composite Reliability和CITC來檢驗量表的信度，檢驗結(jié)果如表2 所示。每個變量的Cronbach'sα 值均大于0.70，CR系數(shù)大于0.80，且CITC值都高于0.60，表明數(shù)據(jù)的信度較好。

本文所采用量表是國外學(xué)者成熟量表，并根據(jù)專家反饋對問卷指標(biāo)進(jìn)行了修訂，因此該問卷內(nèi)容效度較好。另外，本文通過驗證性因子分析（CFA）檢驗數(shù)據(jù)的聚斂效度，檢驗結(jié)果如表2 所示，結(jié)果表明CFA模型擬合效果良好，各個題項的因子載荷都大于0.60，且各變量的平均變異抽取量（AVE）值均大于0.50，表明問卷的聚斂效度良好。此外，變量間相關(guān)系數(shù)都小于0.70，且小于各變量AVE值的算術(shù)平方根（見表1），表明問卷的區(qū)分效度良好。因此，本文問卷的效度較好。

3.3 回歸分析

通過構(gòu)建回歸模型，檢驗了綠色供應(yīng)鏈整合、綠色技術(shù)動態(tài)性與綠色創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)果如表3 所示。

表2 變量的信效度分析

表3 綠色供應(yīng)鏈整合、綠色技術(shù)動態(tài)性與綠色創(chuàng)新的關(guān)系

模型1 和2 檢驗結(jié)果表明，綠色供應(yīng)商整合（β=0.644，p＜0.001 ）和綠色客戶整合（β=0.489，p＜0.001 ）均能夠顯著促進(jìn)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，假設(shè)H2a 和H2b 得到了支持。

模型3 和4 檢驗結(jié)果表明，綠色供應(yīng)商整合（β=0.572,p＜0.001 ）和綠色客戶整合（β=0.622，p＜0.001 ）均能夠顯著促進(jìn)綠色工藝創(chuàng)新，假設(shè)H1a 和H1b 得到了支持。

模型5 檢驗結(jié)果表明，綠色供應(yīng)商整合（β=0.471，p＜0.001 ）與綠色技術(shù)動態(tài)性（β=0.212，p＜0.001 ）能夠顯著促進(jìn)綠色工藝創(chuàng)新；并且在加入綠色供應(yīng)商整合與綠色技術(shù)動態(tài)性的交互項時，由模型6 可知綠色供應(yīng)商整合與綠色技術(shù)動態(tài)性交互項的回歸系數(shù)（β=0.161，p＜0.001 ），表明綠色技術(shù)動態(tài)性在綠色供應(yīng)商整合對綠色工藝創(chuàng)新的關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H3a 得到驗證。

模型7 檢驗結(jié)果表明，綠色客戶整合（β=0.530，p＜0.001 ）與綠色技術(shù)動態(tài)性（β=0.218，p＜0.001 ）能夠顯著促進(jìn)綠色工藝創(chuàng)新；并且在加入綠色客戶整合與綠色技術(shù)動態(tài)性的交互項時，由模型8 可知綠色客戶整合與綠色技術(shù)動態(tài)性交互項的回歸系數(shù)（β=0.105，p＜0.01 ），表明綠色技術(shù)動態(tài)性在綠色客戶整合對綠色工藝創(chuàng)新的關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H3b 得到驗證。

4 結(jié)束語

本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，綠色供應(yīng)鏈整合，包括綠色供應(yīng)商整合和綠色客戶整合兩個維度，對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新都有顯著地正向作用。同時，在進(jìn)行綠色供應(yīng)鏈整合的過程中，也應(yīng)注重綠色技術(shù)動態(tài)性的作用與發(fā)展，促使綠色供應(yīng)鏈整合有效促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新。此外，研究存在一些不足之處。首先，未考慮其他更多因素是否影響綠色供應(yīng)鏈整合與綠色創(chuàng)新之間存在的調(diào)節(jié)作用，如企業(yè)綠色吸收能力等，這些因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在還需進(jìn)一步的分析研究。