綠色產品協同創(chuàng)新中契約形式對供應商創(chuàng)新性的影響
——供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的中介及產品復雜性與技術新穎性的調節(jié)

李 勃，王叢迪，和 征

(1.西安工程大學 管理學院；2.一帶一路紡織發(fā)展創(chuàng)新研究院，陜西 西安 710048)

0 引言

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

已有研究表明，契約治理能夠促使供應商加大對雙方關系資源的投入[4]。根據契約整體設計思路差異，可分為過程控制型契約和目標激勵型契約[5]。已有研究更多關注契約功能模塊設置及影響[6]，尚未探明不同契約形式與供應商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源之間的關系。此外，由于綠色新產品評判標準不統一，綠色新產品之間的產品復雜性和技術新穎性差異顯著[7]，將進一步影響契約治理效果[8]。但已有研究并未闡明以上協同創(chuàng)新任務內在特征對契約形式選擇的影響，更未探究恰當的契約形式對協同伙伴資源投放的作用。理論的缺失導致制造企業(yè)不能根據綠色新產品的內在特征向供應商提供合適的契約，限制綠色產品協同創(chuàng)新中供應商的創(chuàng)新性。據此，根據中國制造企業(yè)樣本數據實證研究，從契約治理視角出發(fā)，考慮綠色新產品復雜性和技術新穎性，探明供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中契約形式和供應商創(chuàng)新性之間的關系，不僅可以拓展綠色技術創(chuàng)新管理相關研究，還能為中國制造企業(yè)通過整合供應商資源開發(fā)綠色新產品提供新思路。

1 理論基礎

1.1 供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新

綠色產品創(chuàng)新是指將可持續(xù)理念引入新產品全生命周期，最小化新產品對生態(tài)環(huán)境和人體健康的負面影響，最大化資源利用率的產品創(chuàng)新實踐[9]。供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新是指制造企業(yè)通過與供應商協同設計綠色產品、共同確定綠色原材料標準和設計規(guī)范等，使制造企業(yè)能夠通過供應商的參與解決其創(chuàng)新過程中知識、技術以及相關資源不足的問題，進而開展綠色產品創(chuàng)新企業(yè)間協同活動[10-11]。供應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，還包括通過與供應商協同創(chuàng)新提升新產品的綠色性能[12-13]。已有研究表明，供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新能夠有效提升綠色產品創(chuàng)新效率并降低創(chuàng)新風險[10]。

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

1.2 供應商資源動員與契約治理

由于供應商差異化對待不同制造企業(yè)的情況非常普遍，根據反向營銷觀點，如何動員供應商積極配合制造企業(yè)成為不可回避的問題。在此基礎上，逐漸形成有關供應商資源動員的研究，以期為制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應商的人、財、物、知識等資源提供理論指導[18]。Ebers等[19]指出，制造商—供應商之間的信任、契約安全性、權力不平衡都能驅動供應商創(chuàng)新資源轉移。從契約治理角度出發(fā)，供應商資源動員的核心在于抑制機會主義行為預期[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同任務投入資源[21]。契約的設計思路和出發(fā)點決定契約形式[6]，具體分為過程控制型契約和目標激勵型契約，前者強調契約對合作過程中雙方行為與權責劃分闡釋詳細且精準，后者則強調契約對合作伙伴績效目標以及相應獎勵闡釋清晰明確[5]。契約的整體形式更深層次地影響著供應商對制造企業(yè)主導綠色產品協同創(chuàng)新項目的預期[22]，因而能夠對供應商綠色創(chuàng)新資源配置意愿產生影響。

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

2 研究假設與理論模型

2.1 契約治理與供應商創(chuàng)新性

通過簽訂過程控制型契約，供應商可以更清晰地評估自身任務量和風險，有助于建立對制造企業(yè)的信任以及對雙方關系的正面預期，故能激勵供應商面向制造企業(yè)綠色產品創(chuàng)新需求的創(chuàng)新。然而，過程控制型契約即使再詳細也難以說明未來可能發(fā)生的情況。當契約過于詳細時，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移，還降低雙方應對綠色產品創(chuàng)新風險的能力[23]。同時，契約詳盡程度提升會逐步壓縮供應商根據實際情況進行調整的空間，降低供應商創(chuàng)新的自主性和自由度，最終限制供應商在綠色產品協同創(chuàng)新中的創(chuàng)新能力。據此，本文提出如下假設：

H1a：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中，過程控制型契約與供應商創(chuàng)新性之間存在倒U型關系。

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

H1b：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中，目標激勵型契約正向影響供應商創(chuàng)新性。

2.2 供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的中介作用

制造企業(yè)對供應商的吸引力與制造企業(yè)獲得供應商授予的優(yōu)先客戶地位關系密切，對制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應商的綠色創(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，使供應商感到制造企業(yè)的專業(yè)性，是客戶吸引力的關鍵。如果過程控制過于詳細，勢必會降低雙方合作效率以及供應商對合作效價的預期，反而不利于吸引供應商。由此可見，過程控制型契約過于簡單或詳細均不利于供應商面向制造企業(yè)優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源。據此，本文提出如下假設：

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

目標激勵型契約將供應商績效及其獎勵密切聯系，在不確定性較高的綠色產品協同創(chuàng)新中使用目標激勵型契約，將給予供應商更大的發(fā)揮空間，促使供應商面向協同創(chuàng)新項目配置更多綠色創(chuàng)新資源。此外，供應商參與制造企業(yè)綠色產品創(chuàng)新項目通常是基于對協同創(chuàng)新結果的良好預期[25]。基于社會交換理論，通過目標激勵型契約使供應商對收益的預期被滿足，進一步提升供應商對關系的滿意度，使其產生滿足制造企業(yè)需求的動機，進而形成良性循環(huán)，因而能夠使供應商愿意優(yōu)先面向制造企業(yè)綠色產品創(chuàng)新需求配置綠色創(chuàng)新資源。據此，本文提出如下假設：

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

供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置可以確保綠色產品相關知識和信息的開放交流，對綠色產品創(chuàng)新成功具有重要價值[26]。當供應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上，提出“誘因—相對吸引力—報答”模型，根據該模型，制造企業(yè)需要提供一定的“誘餌”，以此影響供應商對吸引力的感知，進而使供應商作出回饋。根據該模型，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，供應商愿意根據制造企業(yè)綠色產品創(chuàng)新需求優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源。結合H2a和H2b，本文得出如下假設：

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

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

2.3 產品復雜性的調節(jié)作用

在復雜程度高的綠色產品協同創(chuàng)新中，制造企業(yè)和供應商承擔產品交付不確定性以及產品性能不佳的風險。同時，復雜性增加了協同創(chuàng)新中的信息不對稱，導致制造企業(yè)與供應商之間的誤解，使協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險，例如技術挪用和信息泄露風險等[21]。此時，過程控制對協調和監(jiān)督雙方協同過程的意義凸顯，故過程控制型契約在降低協同創(chuàng)新不確定性方面的價值被強化。因此，當產品復雜性較高時，更加需要過程控制型契約界定雙方行為及權責，以降低協同過程中的不確定性。據此，本文提出如下假設：

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

復雜程度高的綠色產品協同創(chuàng)新項目中，雙方職責界定模糊，由此帶來較高的合作風險[1]。通過明確獎懲條款和風險分擔條款，促使制造企業(yè)與供應商共擔風險，化解目標沖突、抑制機會主義行為。此外，目標激勵型契約能夠促使雙方目標保持一致，相似目標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]。在共同目標的指引下，實現價值共創(chuàng)的期望會使供應商全力以赴地參與制造企業(yè)主導的綠色產品協同創(chuàng)新。也就是說，當綠色新產品復雜性較高時，使用目標激勵型契約有助于雙方目標保持一致，能夠有效化解目標沖突并抑制供應商的機會主義行為，進而促使供應商為實現共同目標而優(yōu)先向制造企業(yè)配置綠色創(chuàng)新資源。據此，本文提出如下假設：

H4b：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中產品復雜性越高，目標激勵型契約與供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的正向關系越強。

2.4 技術新穎性的調節(jié)作用

當前綠色技術發(fā)展和變革速度較快，許多綠色新技術尚未完成可行性和可靠性測試就已經被新技術取代。這就導致如果在綠色新產品中使用最新綠色技術，將很難預測新產品的財務回報[8]。與此同時，當采用最新綠色技術時，雙方具備的相關知識和信息比較匱乏，提升了綠色產品創(chuàng)新項目成敗原因分析難度。因此，如果在綠色產品協同創(chuàng)新中主要使用過程控制型契約，會難以實現對逃避責任、粉飾努力、虛假承諾等機會主義行為的有效控制，進一步強化供應商風險感知。其次，當技術新穎性較高時，供應商在預期范圍外進行調整則在所難免。更多合同細節(jié)反而限制了供應商調整空間，不利于調動供應商創(chuàng)新資源投入積極性。據此，本文提出如下假設：

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

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

H5b：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中技術新穎性越高，目標激勵型契約與供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的正向關系越強。

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

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

H6b：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中，目標激勵型契約通過供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應商創(chuàng)新性的中介效應受到產品復雜性的正向調節(jié)作用；

H6c：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中，過程控制型契約通過供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應商創(chuàng)新性的中介效應受到技術新穎性的負向調節(jié)作用；

H6d：供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中，目標激勵型契約通過供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應商創(chuàng)新性的中介效應受到技術新穎性的正向調節(jié)作用。

結合上述假設，構建本文理論模型，如圖1所示。

3 研究設計

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，據此修正中文翻譯以確保測量對等性；②在已有研究和相關企業(yè)管理人員半結構化訪談的基礎上，對題項進行修正；③征求10位專家的建議，根據研究情境對題項進行必要修改，使表意更加清晰準確；④正式調研之前，選擇25家制造企業(yè)小規(guī)模發(fā)放問卷，根據反饋情況修改并確認最終量表。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查對象測量結果，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)是指契約整體強調協同過程中雙方行為準則及權力責任劃分，力求相關條款詳細精準。該變量測量依據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)目標激勵型契約(TIC)是指契約整體強調合作伙伴應達到的績效目標以及相應獎勵措施，力求相關條款清晰明確。該變量測量依據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)產品復雜性(PC)反映該新產品相對于同類型產品或替代產品的復雜程度。該變量測量依據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)技術新穎性(TN)反映該新產品相對于同類型產品或替代產品使用技術的創(chuàng)新程度。該變量測量依據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)綠色產品協同創(chuàng)新中的供應商創(chuàng)新性(SGI)反映綠色產品協同創(chuàng)新中供應商按照制造企業(yè)綠色產品創(chuàng)新需求而創(chuàng)新的能力和意愿。該變量測量依據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)。

根據研究情景需要和相關研究，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 數據來源

根據研究需要，選擇綠色產品創(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)和傳統制造企業(yè)(如食品、紡織、家電等)。在專業(yè)招聘服務機構的配合下，獲取樣本企業(yè)中目標受測人員的基本信息。選擇熟悉供應鏈協同創(chuàng)新業(yè)務的企業(yè)管理人員進行正式問卷發(fā)放，調查人員主要包括制造業(yè)高管、研發(fā)主管、產品經理、供應鏈經理等。提前與受測人員進行溝通，告知相關信息只用作學術用途且調查過程匿名以提升有效問卷回收率。調查小組先后對北京、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，有效問卷描述性統計結果見表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，對所有研究假設涉及題項進行探索性因子分析，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

檢驗結果如表1所示，過程控制型契約、目標激勵型契約、產品復雜性、技術新穎性、供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置和供應商創(chuàng)新性的Cronbach's α值均高于0.7，符合信度標準，呈現出較好的內部一致性。對研究涉及變量進行驗證性因子分析，驗證結果如表1所示。觀測變量對應各變量的標準化載荷系數均高于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值與變量間相關系數判定量表區(qū)別效度。如表3所示，特定變量與其它變量相關系數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 描述性統計分析

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

4.3 假設檢驗

(1)主效應。如表4所示，模型6是控制變量對供應商創(chuàng)新性的影響回歸結果，模型7表明過程控制型契約平方項與供應商創(chuàng)新性顯著負相關(β=-0.197，P<0.01)，說明過程控制型契約與供應商創(chuàng)新性存在倒U型關系，H1a得到驗證。模型8表明，目標激勵型契約對供應商創(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。對于供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在契約形式與供應商創(chuàng)新性間的中介作用，參考溫忠麟[32]的中介效應檢驗方法，檢驗結果見表4。模型1為控制變量對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的影響回歸結果。模型2表明，過程控制型契約平方項與供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著負相關(β=-0.212，P<0.01)，過程控制型契約與供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置存在倒U型關系，H2a得到驗證。模型3表明，目標激勵型契約對供應商綠色創(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，供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應商創(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商創(chuàng)新性仍然顯著負相關(β=-0.134，P<0.05)，且供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著正向影響供應商創(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，目標激勵型契約與供應商創(chuàng)新性仍然顯著正相關(β=0.224，P<0.001)，且供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置顯著正向影響供應商創(chuàng)新性(β=0.262，P<0.001)，H3b得到驗證。

表4 回歸分析結果(1)

為確保研究結論的可靠性，進一步采用Bootstrap法檢驗中介模型，選擇模型模板4，檢驗結果見表6。過程控制型契約的間接效應點估計值為0.111，95%的置信區(qū)間 CI=[0.046，0.198]；目標激勵型契約的間接效應點估計值為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所提出的中介效應較為穩(wěn)健。

表6 中介效應的Bootstrap分析結果

(3)調節(jié)效應。將供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置作為因變量，在模型4、5中引入自變量和調節(jié)變量的乘積項。調節(jié)效應H4b和H5b的檢驗結果見表4。模型1是控制變量對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的影響回歸結果。由模型4可知，目標激勵型契約對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.439，P<0.001)，同時目標激勵型契約與產品復雜性的交互項對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.231，P<0.01)，表明隨著產品復雜性提高，目標激勵型契約在促進供應商優(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，目標激勵型契約對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.430，P<0.001)，同時目標激勵型契約與技術新穎性的交互項對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置具有顯著正向影響(β=0.222，P<0.01)，表明隨著技術新穎性提高，目標激勵型契約在促進供應商優(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商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置之間的倒U型關系以及閾值點出現時機，檢驗步驟如下：以供應商綠色創(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、低產品復雜性樣本、高產品復雜性樣本，以及低技術新穎性樣本、高技術新穎性樣本進行檢驗，H4a和H5a檢驗結果見表5。根據Cohen等[33]提出的閾值計算方法，依次得出在低產品復雜性樣本、總體樣本和高產品復雜性樣本倒U形曲線閾值點處，過程控制型契約分別達到最大值的 48%、63%和58%，閾值點變化規(guī)律不明晰，拒絕H4a。在低技術新穎性樣本、總體樣本和高技術新穎性樣本倒U形曲線閾值點處，過程控制型契約分別達到最大值的89%、63%和 42%，表明技術新穎性越高，閾值點出現越早，供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置程度越低(見圖2)，H5a得到驗證。

表5 回歸分析結果(2)

圖2 倒U型關系

(4)被調節(jié)的中介效應。使用Bootstrap法分析被調節(jié)的中介效應，以調節(jié)變量產品復雜性、技術新穎性均值加減一個標準差，分別對低、中、高3種產品復雜性和技術新穎性情況下的中介作用進行檢驗，結果見表7。對于過程控制型契約，在技術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，技術新穎性越高，供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在過程控制型契約與供應商綠色性之間的中介作用越弱，H6c得到驗證。

調節(jié)變量PCC→SAGIRP→SGI點估計標準誤95%置信區(qū)間下限上限低技術新穎性0.1230.0470.0410.223技術新穎性0.1010.0360.0390.179高技術新穎性0.0790.044-0.0030.168

如表8所示，對于目標激勵型契約，在產品復雜性處于低、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，產品復雜性越高，供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在目標激勵型契約與供應商綠色性之間的中介作用越顯著，H6b得到驗證；在技術新穎性處于低、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，技術新穎性越高，供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在目標激勵型契約與供應商綠色性之間的中介作用越顯著，H6d得到驗證。

表8 被調節(jié)中介效應的Bootstrap分析結果(2)

5 結語

5.1 研究結論

采用中國制造企業(yè)樣本數據，從契約治理視角出發(fā)，考慮綠色新產品復雜性和新穎性，探明供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中契約形式與供應商創(chuàng)新性之間的關系，得出主要結論如下：

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

(2)H3a和H3b得到驗證，表明供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置在過程控制型契約/目標激勵型契約與供應商創(chuàng)新性之間起中介作用；H4b和H5b得到驗證，表明無論是高產品復雜性情景還是高技術新穎性情景，目標激勵型契約對供應商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的促進作用都會得到強化；H5a得到驗證，表明當綠色新產品技術新穎程度較高時，制造企業(yè)使用過程控制型契約對供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置的負向作用將提前出現并放大；H4a未通過驗證，經分析認為，由于有限理性，面對研發(fā)周期長且研發(fā)成本高的復雜綠色新產品創(chuàng)新，制造企業(yè)無法預測每個潛在突發(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)在整個協同創(chuàng)新過程中不斷演進的適應性。因此，面對復雜程度較高的綠色產品創(chuàng)新，過程控制型契約對制造企業(yè)動員供應商優(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商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置對供應商創(chuàng)新性的中介效應不受產品復雜性的調節(jié)作用，故H6a不成立。

(3)H6b、H6d、H6c得到驗證，表明產品復雜性和技術新穎性均能對目標激勵型契約—供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置—供應商創(chuàng)新性這一組中介關系起正向調節(jié)作用，技術新穎性對過程控制型契約—供應商綠色創(chuàng)新資源優(yōu)先配置—供應商創(chuàng)新性這一組中介關系起負向調節(jié)作用。

5.2 理論貢獻

(1)從契約治理理論視角，揭示供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新中契約形式與供應商創(chuàng)新性之間的關系。已有研究從非正式治理機制視角對產品協同創(chuàng)新中供應商創(chuàng)新性提升機制進行了探索[3]，但從正式治理機制視角探析提升供應商創(chuàng)新性的研究鮮見。本研究根據契約設計總體思路和出發(fā)點，區(qū)分過程控制型契約和目標激勵型契約兩種契約形式，揭示綠色產品協同創(chuàng)新中兩種不同契約形式對供應商創(chuàng)新性的影響及差異。以上結論拓展了綠色產品協同創(chuàng)新中供應商創(chuàng)新性提升機制研究，進一步豐富了企業(yè)綠色技術創(chuàng)新理論。

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

5.3 實踐啟示

供應商參與綠色產品協同創(chuàng)新情景下，需要根據綠色產品創(chuàng)新任務的技術新穎性和產品復雜程度選擇合適的契約形式，以此激發(fā)供應商創(chuàng)新性。具體而言：①面對產品復雜性和技術新穎性較低的綠色產品協同創(chuàng)新任務時，制造企業(yè)應以目標激勵作為契約設計的出發(fā)點，并適當控制契約中的過程控制條款，否則將產生不利影響；②在綠色新產品復雜性較高，但技術新穎性較低的情況下，應重視使用目標激勵型契約。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品開發(fā)的可預測性；③在產品技術新穎性高，但復雜性較低的情況下，制造企業(yè)應盡量避免使用過程控制型契約；④面對產品復雜性和技術新穎性較高的新產品，需要將契約設計為典型目標激勵型契約，并核實契約中過程控制條款是否必要，盡量減少有關過程控制的條款，從而最大程度激發(fā)供應商的創(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)難以披露協同創(chuàng)新伙伴具體信息，導致獲取配對數據難度較大，從供應商單邊測量供應商創(chuàng)新性，其測量準確性存在一定局限；其次，長期合作關系樣本不足可能在一定程度上影響研究結論；最后，契約形式劃分存在多種標準，除根據契約整體設計思路進行劃分外，還可以根據契約功能進行劃分，后續(xù)研究可以對此進行嘗試。