供應(yīng)商參與綠色創(chuàng)新中公平對創(chuàng)新貢獻(xiàn)的影響
——基于多群組模型的比較研究

李 勃，王玉玨，龍昀光

（1.西安工程大學(xué)管理學(xué)院，陜西西安 710048；2.西安郵電大學(xué)現(xiàn)代郵政學(xué)院，陜西西安 710061）

1 研究背景

新形勢下，綠色化已成為驅(qū)動企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的又一關(guān)鍵要素。相對普通產(chǎn)品創(chuàng)新而言，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的復(fù)雜性和系統(tǒng)性更高，單純依靠企業(yè)自身的環(huán)保技術(shù)和清潔生產(chǎn)能力難以實現(xiàn)真正意義上的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，需要系統(tǒng)整合供應(yīng)商的綠色技術(shù)知識、創(chuàng)新人才和研發(fā)設(shè)備等綠色資源。然而，企業(yè)層面的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新具有相關(guān)技術(shù)不成熟、市場需求不穩(wěn)定［1］，且涉及利益相關(guān)者多的特點［2］。為了確保自身經(jīng)濟(jì)效益，許多掌握關(guān)鍵綠色資源的供應(yīng)商在面向下游制造企業(yè)分配綠色資源的決策中表現(xiàn)出明顯的非均衡性；對于無法準(zhǔn)確、及時和充足獲取供應(yīng)商綠色資源的制造企業(yè)而言，即使推行供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，供應(yīng)商的技術(shù)能力和創(chuàng)新意愿也無法充分轉(zhuǎn)化為對新產(chǎn)品的實際貢獻(xiàn)。

已有研究表明，供應(yīng)商公平感知能夠有效提升供應(yīng)商滿意度，進(jìn)而使制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商的資源［3］。然而，制造商-供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，供應(yīng)商公平感知、供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色資源和供應(yīng)商貢獻(xiàn)之間的關(guān)系仍不明晰；此外，由于制造商-供應(yīng)商之間以交易關(guān)系為基礎(chǔ)，導(dǎo)致制造商-供應(yīng)商經(jīng)常處于不對稱依賴的狀態(tài)［4］。供應(yīng)商對制造企業(yè)的不對稱依賴是否有助于企業(yè)間協(xié)同創(chuàng)新，已有研究尚未達(dá)成共識［5］，但可以肯定的是，即使在供應(yīng)商公平感知的作用下，供應(yīng)商的態(tài)度和行為也會由于供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)而有所改變。但在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，這些變化的具體表現(xiàn)是什么，是否有助于增加供應(yīng)商對創(chuàng)新的貢獻(xiàn)仍未可知。以上研究不足，導(dǎo)致基于供應(yīng)商公平感知提升供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新貢獻(xiàn)的管理行為在理論上仍處于不可控的狀態(tài)。

據(jù)此，本研究基于“感知—態(tài)度—行為”模型，在揭示綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商公平感知與創(chuàng)新貢獻(xiàn)之間關(guān)系的基礎(chǔ)上，重點探討上述關(guān)系在供應(yīng)商依賴/不依賴兩種情境下的差異，以期豐富綠色技術(shù)創(chuàng)新理論和企業(yè)間協(xié)同創(chuàng)新理論，并為綠色導(dǎo)向下我國制造企業(yè)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新實踐提供理論參考。

2 理論基礎(chǔ)與假設(shè)

2.1 理論基礎(chǔ)

制造企業(yè)獲得相對于供應(yīng)端競爭對手的優(yōu)先客戶地位，能夠幫助企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商的各種資源［3］。Pulles 等［6］將協(xié)同任務(wù)中需要優(yōu)先獲取的供應(yīng)商資源分為實物資源（如稀缺原料）和創(chuàng)新資源（如專利知識）兩類。制造企業(yè)對供應(yīng)商的魅力是優(yōu)先獲取供應(yīng)商資源的關(guān)鍵，供應(yīng)商對制造企業(yè)的正面感知是構(gòu)建其對供應(yīng)商客戶魅力的基礎(chǔ)［3］。Son 等［7］和林強(qiáng)等［8］的研究指出，供應(yīng)商公平感知作為一種典型的正面感知，有利于促進(jìn)雙方信息和互補(bǔ)性資源的共享。供應(yīng)商公平感知又被分為分配公平感知和程序公平感知［9］。其中，分配公平感知強(qiáng)調(diào)供應(yīng)商付出與回報的對等性。制造商-供應(yīng)商協(xié)同過程中，供應(yīng)商分配公平感知有利于供應(yīng)商的知識分享［10］；反之，不公平的感知將導(dǎo)致供應(yīng)商機(jī)會主義行為的出現(xiàn)［11］。程序公平感知強(qiáng)調(diào)供應(yīng)商對合作伙伴決策過程（任務(wù)分配、沖突解決和制定過程等）公平程度，能夠促進(jìn)雙方之間進(jìn)行知識交流和合作，增強(qiáng)供應(yīng)商對制造企業(yè)的滿意度，促成供應(yīng)商長期導(dǎo)向的合作預(yù)期［9］。綜上，基于“感知—態(tài)度—行為”理論模型，筆者認(rèn)為供應(yīng)商公平感知能夠改變供應(yīng)商對制造企業(yè)的態(tài)度，在此基礎(chǔ)上對制造企業(yè)優(yōu)先配置資源，進(jìn)而增加供應(yīng)商對雙方協(xié)同創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。

由于制造商-供應(yīng)商關(guān)系以采購與供應(yīng)活動為基礎(chǔ)，雙方在市場地位、技術(shù)知識和專用資產(chǎn)投入規(guī)模等方面經(jīng)常處于不對等的狀態(tài)，導(dǎo)致雙方關(guān)系普遍表現(xiàn)出不對稱依賴的特征［12］。制造商-供應(yīng)商之間的不對稱依賴將影響企業(yè)間協(xié)同工作的實施效果［13］；供應(yīng)鏈中的不對稱依賴關(guān)系將降低雙方互信，導(dǎo)致更多沖突的出現(xiàn)［14］。供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)作為制造商-供應(yīng)商不對稱依賴關(guān)系中的常見形式，該情境下供應(yīng)商的合作態(tài)度和行為會發(fā)生何種變化，已有研究尚未達(dá)成共識。研究發(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)會降低供應(yīng)商的議價能力，使其容易受到制造企業(yè)支配，不利于調(diào)動協(xié)同任務(wù)中供應(yīng)商的積極性［15］。然而，另外有研究表明，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)也會對供應(yīng)商產(chǎn)生驅(qū)動力，迫使供應(yīng)商積極參加制造企業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同工作，并從協(xié)同實踐中獲得比中斷關(guān)系更多的益處［5］。由此可見，為了使制造企業(yè)能夠在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中有效動員供應(yīng)商綠色資源，并以此提升供應(yīng)商對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的貢獻(xiàn)，需要進(jìn)一步探明供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)情境下供應(yīng)商態(tài)度和行為的變化。

2.2 研究假設(shè)

綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，供應(yīng)商分配公平感知反映了供應(yīng)商對制造企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新項目未來任務(wù)安排公平及收益分配公平的認(rèn)可程度，供應(yīng)商對關(guān)系收益的認(rèn)可是構(gòu)成供應(yīng)商對合作關(guān)系滿意的重要組成。供應(yīng)商滿意能夠顯著增加制造企業(yè)對供應(yīng)商的吸引力，促進(jìn)雙方建立更深層次的社會聯(lián)系，進(jìn)而提升供應(yīng)商對制造企業(yè)的信任［16］。由此可見，通過任務(wù)和收益的公平分配積累供應(yīng)商對制造企業(yè)的正面認(rèn)知，是獲得供應(yīng)商對制造企業(yè)信任的有效途徑。程序公平意味著供應(yīng)商認(rèn)可綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新過程中的程序和規(guī)則，其中包括供應(yīng)商對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目的決策過程、規(guī)范頒布等程序有清晰的認(rèn)同［17］。由于這種被合理設(shè)計的程序和過程能夠保護(hù)供應(yīng)商的核心權(quán)益，有助于抑制供應(yīng)商對協(xié)同創(chuàng)新過程不確定性的感知，降低供應(yīng)商對與制造企業(yè)開展合作的風(fēng)險預(yù)期，故而供應(yīng)商的程序公平感知也能增進(jìn)供應(yīng)商對制造企業(yè)的信任。

供應(yīng)商對制造企業(yè)的依賴能夠放大制造企業(yè)對供應(yīng)商實施目標(biāo)激勵的效果［18］。如果供應(yīng)商明顯更加依賴制造企業(yè)，供應(yīng)商按照制造企業(yè)要求參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的動機(jī)將得到有效激發(fā)，制造企業(yè)對供應(yīng)商的目標(biāo)激勵則更加有效，隨著供應(yīng)商的需求通過該激勵過程而被滿足，供應(yīng)商對合作關(guān)系的滿意度也將隨之增加。根據(jù)社會交換理論，供應(yīng)商滿意度的提高將促進(jìn)供應(yīng)商為保持雙方高質(zhì)量關(guān)系回饋制造企業(yè)，其中就包括對制造企業(yè)回饋信任感［19］。相反，在供應(yīng)商不依賴制造企業(yè)的情境下，供應(yīng)商擁有較多自主權(quán)，對利益分配公平和程序公平程度的要求也相對更苛刻，當(dāng)制造企業(yè)無法滿足供應(yīng)商時，供應(yīng)商容易產(chǎn)生不滿、挫敗等消極態(tài)度，不利于在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中產(chǎn)生對制造企業(yè)聲譽和專業(yè)技術(shù)能力的信任。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，供應(yīng)商公平感知正向影響制造商可信；

H1b：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商分配公平感知對制造商可信的正向影響將被增強(qiáng)；

H1c：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商程序公平感知對制造商可信的正向影響將被增強(qiáng)。

供應(yīng)商感知分配公平表明供應(yīng)商認(rèn)為企業(yè)自身在協(xié)同任務(wù)中能夠獲得合理的回報，有助于降低供應(yīng)商對制造企業(yè)的機(jī)會主義行為預(yù)期，以及對與該制造企業(yè)開展合作可能產(chǎn)生額外交易成本的預(yù)期。由于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新面臨的不確定性較高，供應(yīng)商對協(xié)同創(chuàng)新關(guān)系的正面預(yù)期是綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商對制造企業(yè)形成長期導(dǎo)向定位的基礎(chǔ)。已有研究表明，在企業(yè)間協(xié)同中，決策程序透明度的增加能夠明顯減少協(xié)同過程中的沖突，有助于保持協(xié)同關(guān)系質(zhì)量長期處于較高水準(zhǔn)［9］。因此，供應(yīng)商程序公平感知有助于長期導(dǎo)向關(guān)系定位的形成。此外，供應(yīng)商程序公平感知還反映了供應(yīng)商與制造企業(yè)對協(xié)同程序和目標(biāo)擁有共同的理解［17］，在此基礎(chǔ)上，能夠促使供應(yīng)商為制造企業(yè)進(jìn)行關(guān)系專用型資源投資，進(jìn)一步鞏固了供應(yīng)商與制造企業(yè)的長期合作關(guān)系。

基于權(quán)力-依賴?yán)碚摰难芯堪l(fā)現(xiàn)，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)會增加供應(yīng)商對制造企業(yè)控制力的感知，使制造企業(yè)能夠引導(dǎo)供應(yīng)商作出有關(guān)構(gòu)建長期合作關(guān)系的決策［19］。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的情境下，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)意味著供應(yīng)商處于弱勢地位，此時供應(yīng)商對制造企業(yè)分配公平和程序公平程度的期望相對較低，在此基礎(chǔ)上，如果供應(yīng)商感知到被制造企業(yè)公平對待并且獲得合理的回報，將使供應(yīng)商對未來利益共享的預(yù)期得到強(qiáng)化，增強(qiáng)了供應(yīng)商對制造企業(yè)的認(rèn)同感和情感聯(lián)系，故而能夠強(qiáng)化供應(yīng)商與制造企業(yè)建立長期合作關(guān)系的意愿。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H2a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，供應(yīng)商公平感知正向影響供應(yīng)商關(guān)系承諾；

H2b：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商分配公平感知對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響將被增強(qiáng)；

H2c：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商程序公平感知對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響將被增強(qiáng)。

制造商可信反映了供應(yīng)商對制造企業(yè)能力和聲譽的信任，其中包括供應(yīng)商認(rèn)可制造企業(yè)主導(dǎo)創(chuàng)新項目的能力，以及對制造企業(yè)更低機(jī)會主義行為傾向的預(yù)期［20］。綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的市場不確定性和技術(shù)不確定較高，制造企業(yè)可信有助于減少供應(yīng)商對參與協(xié)同創(chuàng)新任務(wù)風(fēng)險的感知，有利于供應(yīng)商對制造企業(yè)承諾的升級；此外，基于對制造企業(yè)的信任，雙方可以更開放、頻繁地溝通，雙方利益和資源也更易于被協(xié)調(diào)。在此基礎(chǔ)上，供應(yīng)商對關(guān)系的滿意程度將顯著提升，有助于供應(yīng)商產(chǎn)生與制造企業(yè)長期合作的意愿。

基于認(rèn)知評估理論，供應(yīng)商參與制造企業(yè)主導(dǎo)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目的動機(jī)可分為內(nèi)生性動機(jī)和外生性動機(jī)［21］。內(nèi)生性動機(jī)表明供應(yīng)商愿意主動為項目做貢獻(xiàn)，能夠促進(jìn)供應(yīng)商產(chǎn)生建立長期導(dǎo)向關(guān)系的意愿。外生性動機(jī)是由外部力量驅(qū)動下而產(chǎn)生的合作動機(jī)（例如獎勵、使用強(qiáng)權(quán)）。如果單純依賴外生性動機(jī)維系關(guān)系，一旦失去這種外部驅(qū)動力，供應(yīng)商便不愿意繼續(xù)與制造企業(yè)維持合作關(guān)系，無法保證關(guān)系的長期性；相反，供應(yīng)商不依賴制造企業(yè)的情境下，供應(yīng)商擁有更大的自主權(quán)，有利于供應(yīng)商對協(xié)同創(chuàng)新產(chǎn)生內(nèi)生性動機(jī)。反之，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情境下，供應(yīng)商總是選擇聽從制造企業(yè)的安排，喪失對關(guān)系進(jìn)行長期規(guī)劃的內(nèi)生性動機(jī)，難以主動對制造企業(yè)作出有關(guān)建立長期穩(wěn)定合作關(guān)系的承諾。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H3a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，制造商可信正向影響供應(yīng)商關(guān)系承諾；

H3b：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，制造商可信對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響將被減弱。

基于社會交換理論，供應(yīng)商對制造企業(yè)的信任作為供應(yīng)商對制造企業(yè)的關(guān)系回饋，不僅能夠化解合作中產(chǎn)生的沖突，還能促進(jìn)雙方頻繁開展多種基于非正式渠道的溝通［20］。非正式的溝通有助于供應(yīng)商及時和充分理解綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目的技術(shù)需求，甚至有可能預(yù)測項目未來發(fā)展方向，提前為制造企業(yè)儲備綠色產(chǎn)品創(chuàng)新所需的綠色工藝設(shè)備和原材料。此外，已有研究表明，供應(yīng)商對關(guān)系效價的認(rèn)知程度直接決定了供應(yīng)商是否愿意面向制造企業(yè)的需求優(yōu)先配置資源［4］。在不確定性較高的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中，供應(yīng)商對制造企業(yè)能力和聲譽的信任，使其更容易相信參與制造企業(yè)主導(dǎo)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新項目能夠為企業(yè)自身實現(xiàn)更高收益。為此，供應(yīng)商將按照綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新任務(wù)的實際需求，優(yōu)先投入相關(guān)綠色資源。

基于期望理論，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情境將放大供應(yīng)商對制造企業(yè)所作回饋價值的感知，即供應(yīng)商認(rèn)為在相同的條件下選擇其他制造企業(yè)（客戶）開展綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新所獲取的價值還不及與該制造企業(yè)合作產(chǎn)生的價值多［20］。為了確保未來持續(xù)獲得更高價值的回饋，即便在同等信任水平下，供應(yīng)商傾向于優(yōu)先滿足其更加依賴的制造企業(yè)的需求。供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，為了更充分地整合供應(yīng)商的綠色能力，這種需求更多的是對供應(yīng)商設(shè)備設(shè)施、零部件和稀缺原料等實物資源，以及綠色技術(shù)專利、知識和創(chuàng)意等創(chuàng)新資源的需求，因此，供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情境下，供應(yīng)商將更加積極地面向制造企業(yè)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求配置綠色資源。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H4a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，制造商可信正向影響供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色資源；

H4b：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，制造商可信對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色實物資源的正向影響將被增強(qiáng)

H4c：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，制造商可信對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響將被增強(qiáng)。

供應(yīng)商對制造企業(yè)關(guān)系承諾的建立，通常是由于供應(yīng)商在情感和價值觀上與制造企業(yè)產(chǎn)生了共鳴，故而愿意為了維持與制造企業(yè)的長期關(guān)系而放棄短期利益［22］，此時，供應(yīng)商在進(jìn)行資源配置決策時，對具有較高關(guān)系承諾水平的制造企業(yè)將更少考慮短期經(jīng)濟(jì)效益。因此，隨著供應(yīng)商對制造企業(yè)關(guān)系承諾水平的增加，供應(yīng)商與制造企業(yè)開放共享綠色技術(shù)資源的程度也就越高。此外，供應(yīng)商對關(guān)系的長期性定位，表明供應(yīng)商為了維系關(guān)系的長期性和有效性愿意承擔(dān)更多責(zé)任［23］。供應(yīng)商為了更好地履行和完成其在綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中承擔(dān)的職責(zé)，在綠色資源有限的情況下，會優(yōu)先面向關(guān)系承諾水平更高的制造企業(yè)提供綠色資源。

供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)使供應(yīng)商明顯處于劣勢地位［24］。由于綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新的不確定性較高，劣勢地位會使供應(yīng)商對制造企業(yè)的綠色資源需求更加敏感，特別是對于包含大量隱性知識的綠色技術(shù)資源而言，資源投入的關(guān)系專用程度較高，而供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)使供應(yīng)商投入的關(guān)系專用型資產(chǎn)面臨較高風(fēng)險，如果供應(yīng)商進(jìn)一步投放綠色資源，將使其變得更加被動。因此，在供應(yīng)商對制造企業(yè)作出關(guān)系承諾的情況下，考慮到關(guān)系的長期性，擁有較少自主權(quán)的供應(yīng)商為了規(guī)避風(fēng)險，在與制造企業(yè)進(jìn)行綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新的過程中，將對自身的綠色資源有所保留。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H5a：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，供應(yīng)商關(guān)系承諾正向影響供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色資源；

H5b：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商關(guān)系承諾對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色實物資源的正向影響將被減弱；

H5c：對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商關(guān)系承諾對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響將被減弱。

供應(yīng)商優(yōu)先向制造企業(yè)配置綠色技術(shù)知識、環(huán)保設(shè)備和材料等綠色資源，能夠為制造企業(yè)綠色新產(chǎn)品的開發(fā)創(chuàng)造核心價值，并為新產(chǎn)品競爭力的提升作出重要貢獻(xiàn)。這是因為，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新對于新產(chǎn)品的材料、工藝和技術(shù)融入了大量環(huán)保要求，實現(xiàn)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新涉及更多前沿科技知識以及不同產(chǎn)業(yè)的交叉融合，僅憑制造企業(yè)自身的能力難以確保綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的成功。一般情況下，掌握綠色技術(shù)的供應(yīng)商通常對制造企業(yè)綠色新產(chǎn)品所需零部件的規(guī)格和組件有清晰的認(rèn)識，擁有成熟的綠色技術(shù)知識獲取渠道，供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商的綠色創(chuàng)新資源，能夠使相關(guān)綠色技術(shù)知識得到補(bǔ)充，有助于企業(yè)提高綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的效率［6］；此外，由于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新價值的評價往往只能依賴于政府或者第三方機(jī)構(gòu)的認(rèn)證，制造企業(yè)及時獲取供應(yīng)商的綠色材料和設(shè)備，有助于綠色新產(chǎn)品早日通過認(rèn)證［25］，因此，制造企業(yè)優(yōu)先獲取供應(yīng)商通過環(huán)保認(rèn)證的稀缺原料、零部件或設(shè)備，能夠為制造企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新創(chuàng)造重要價值。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H6：供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中，供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色資源正向影響供應(yīng)商對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。

3 研究設(shè)計

3.1 變量測量

根據(jù)研究內(nèi)容，選取相關(guān)成熟量表對變量進(jìn)行測量，采用李克特（Likert）七級量表。量表編制主要包括以下幾個主要步驟：由專業(yè)的翻譯人員進(jìn)行雙向翻譯，直到與原文的含義相似；與企業(yè)管理人員進(jìn)行半結(jié)構(gòu)化的訪談并修正測量題項，確保量表能夠反映制造企業(yè)綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新實踐；根據(jù)7位從事企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新與綠色供應(yīng)鏈管理的專家的意見，對問卷的長度、題項的準(zhǔn)確性和表達(dá)的完整程度進(jìn)行微調(diào)；將問卷發(fā)放到25 家制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行測試,其中涵蓋了中外合資、外資、國有和私營等多種性質(zhì)的企業(yè)，針對回饋的信息對問卷進(jìn)行最后調(diào)整。最終本研究涉及變量的測量量表見表1 所示。

表1 變量的測量

3.2 數(shù)據(jù)來源

選擇綠色產(chǎn)品創(chuàng)新需求比較迫切的行業(yè)作為抽樣對象，抽樣規(guī)模為100 家企業(yè)，尋找在企業(yè)中任職產(chǎn)品研發(fā)、供應(yīng)鏈管理、市場營銷部門等的中高級管理者回答問卷。為提高有效樣本回收率，邀請相同企業(yè)的不同人員進(jìn)行問卷填寫，兩輪共計發(fā)放600 份問卷，同時，提前告知受測對象，不必披露協(xié)同創(chuàng)新伙伴公司的名稱，但必須選擇其非常熟悉的制造商-供應(yīng)商綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目并從供應(yīng)商的視角回答問卷。最終在相同企業(yè)不同被調(diào)查者中只保留1 份有效問卷，并剔除與研究背景契合度不高的問卷，共計獲得有效問卷294 份，有效問卷的回收率為49%。為了保證回收的有效數(shù)據(jù)可以真實反映本次研究的具體問題，基于T 檢驗的方法對兩輪回收的數(shù)據(jù)進(jìn)行缺省檢驗，檢驗結(jié)果符合研究要求。樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示，樣本分布合理，符合研究需要。

表2 樣本的描述性統(tǒng)計

表2 （續(xù)）

3.3 共同方法偏差檢驗

研究變量的Pearson 相關(guān)系數(shù)如表3 所示。在轉(zhuǎn)軸前進(jìn)行探索性因子分析，最大因子對總方差的解釋度為40.28%，所有因子總方差解釋度為86.53%，可見不存在單一因子解釋大部分方差變異的現(xiàn)象；此外，表3 中潛變量的相關(guān)系數(shù)矩陣均小于0.7。由此，認(rèn)為共同方法偏差對研究結(jié)論的影響不大。

表3 變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)

4 實證結(jié)果及分析

4.1 信效度檢驗

利用統(tǒng)計工具來檢測量表是否符合內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性的標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果顯示各個變量的克朗巴赫系數(shù)（Cronbach'α）值均大于0.8，表明問卷設(shè)計的度量良好。本研究的量表設(shè)計均采用在類似情境下的成熟量表，并經(jīng)過相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜业闹刚?，具有良好的?nèi)容效度。為檢驗聚合效度，進(jìn)行驗證性因子分析，結(jié)果顯示各因子載荷值均大于0.6，并依次計算得出各潛變量的平均方差抽取變異數(shù)（AVE）大于0.5 的標(biāo)準(zhǔn)，組合信度（CR）大于0.7 的標(biāo)準(zhǔn)，滿足聚合效度的要求（見表1）。同時，各潛變量AVE 值的平方根大于該變量與其他變量的標(biāo)準(zhǔn)化相關(guān)系數(shù)，符合區(qū)分效度的要求（見表3）。

4.2 假設(shè)檢驗

構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型并對有效樣本的總體數(shù)據(jù)進(jìn)行路徑分析，結(jié)果顯示該模型χ2/df=1.372、GFI=0.907、CFI=0.986、NFI=0.949、TLI=0.984、RMSEA=0.036，表明數(shù)據(jù)與模型的擬合度良好。模型路徑系數(shù)如表4 所示，各條路徑關(guān)系均顯著，假設(shè)H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6成立。

表4 樣本總體的路徑系數(shù)

借鑒Villena 等［4］的研究，根據(jù)供應(yīng)商感知該客戶（制造企業(yè)）對企業(yè)自身不可替代程度與供應(yīng)商感知企業(yè)自身對該客戶不可替代程度的差值，判斷樣本企業(yè)所處情景。具體分組步驟如下：首先，將差值為零的樣本排除在多群組檢驗之外；其次，提取差值為正的樣本并剔除其中供應(yīng)商依賴制造企業(yè)程度明顯偏低的樣本，得到146 個樣本命名為“供應(yīng)商依賴的情況下”組；最后，將剩余的131 個樣本命名為“供應(yīng)商不依賴的情況下”組。將兩組數(shù)據(jù)代入設(shè)置好的多群組結(jié)構(gòu)方程模型中，進(jìn)行路徑差異比較分析。

在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建多群組結(jié)構(gòu)方程模型對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗。為了探究不同受測對象在不同情境下對問卷進(jìn)行打分所存在的偏差是否會干擾研究結(jié)論，以及針對理論假設(shè)構(gòu)建的多群組結(jié)構(gòu)方程模型是否適用于當(dāng)前的分組數(shù)據(jù)，需進(jìn)行多群組全等性檢驗。按照由寬松到嚴(yán)格的順序，設(shè)置非限制模型、測量系數(shù)全等模型、路徑系數(shù)全等模型、結(jié)構(gòu)協(xié)方差全等模型。由表5 可見，模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度良好，各個模型之間Δχ2顯著性水平P值均大于0.05，符合多群組全等性檢驗溫和策略的要求。以上結(jié)果表明，本研究測量問卷的設(shè)計和結(jié)構(gòu)模型的設(shè)置對分組比較結(jié)果的影響可忽略不計。

表5 樣本多群組模型的全等性檢驗

多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果顯示（見圖1），兩組樣本的各條路徑系數(shù)均正向顯著，據(jù)此認(rèn)為無論供應(yīng)商是否依賴制造企業(yè)，假設(shè)H1a、H2a、H3a、H4a、H5a仍然成立，同時還初步證明了影響路徑存在顯著的組間差異，需要開展進(jìn)一步的分析。

圖1 供應(yīng)商參與綠色創(chuàng)新中公平感知的影響路徑及組間差異

在此基礎(chǔ)上，參考Yan 等［27］使用的多群組結(jié)構(gòu)方程模型判斷路徑差異的分析方法，分別將9 條路徑設(shè)置類似的路徑系數(shù)限制，逐一判斷各設(shè)限模型與測量系數(shù)全等模型Δχ2的顯著性水平，若P＜0.05，表明兩組數(shù)據(jù)在該路徑上的差異顯著。另外，結(jié)合兩組對應(yīng)路徑系數(shù)的臨界比率值對路徑差異的顯著性進(jìn)行二次檢驗，絕對值在1.96～2.58時，表明在P＜0.05 的水平顯著；2.58～3.29 之間，表明在P＜0.01 的水平顯著；大于3.29 時，表明在P＜0.001 的水平顯著。根據(jù)以上判斷標(biāo)準(zhǔn)，模型的路徑差異分析如表6 所示，假設(shè)H1b、H1c、H2c、H4b和H5b不成立。

表6 樣本總體的路徑差異分析

表6 （續(xù)）

由表6 可見，仍有4 條路徑在上述兩種情境下存在顯著差異：（1）供應(yīng)商分配公平感知對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.028，路徑系數(shù)臨界比率值=-2.194（P＜0.05），且在供應(yīng)商依賴組的路徑系數(shù)（b=0.33***）大于供應(yīng)商不依賴組的路徑系數(shù)（b=0.15*），據(jù)此認(rèn)為假設(shè)H2b成立；（2）制造商可信對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.012，路徑系數(shù)臨界比率值=2.510（P＜0.05），且供應(yīng)商依賴組的路徑系數(shù)（b=0.16*）小于供應(yīng)商不依賴組的路徑系數(shù)（b=0.46***），據(jù)此認(rèn)為假設(shè)H3b成立；（3）制造商可信對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.04，路徑系數(shù)臨界比率值=-2.056（P＜0.05），且供應(yīng)商依賴組的路徑系數(shù)（b=0.43***）大于供應(yīng)商不依賴組的路徑系數(shù)（b=0.19*），據(jù)此認(rèn)為假設(shè)H4c成立；（4）供應(yīng)商關(guān)系承諾對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.013，路徑系數(shù)臨界比率值=2.482（P＜0.05），且供應(yīng)商依賴組的路徑系數(shù)（b=0.2*）小于供應(yīng)商不依賴組的路徑系數(shù)（b=0.48***），據(jù)此認(rèn)為假設(shè)H5c成立。

4.3 假設(shè)檢驗結(jié)果討論

假 設(shè)H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6在樣本總體和分組樣本中均被驗證，表明無論供應(yīng)商是否依賴制造企業(yè)，綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商公平感知都能夠通過供應(yīng)商對制造企業(yè)的信任和關(guān)系承諾，使供應(yīng)商面向協(xié)同創(chuàng)新的需求優(yōu)先配置綠色資源，進(jìn)而提升供應(yīng)商對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。

假設(shè)H1b、H1c未被驗證，表明對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商公平感知對制造商可信的正向影響并不會被增強(qiáng)。經(jīng)分析認(rèn)為，信任本就屬于合作雙方之間的情感聯(lián)系［28］。加之樣本企業(yè)受傳統(tǒng)文化影響，制造商可信還蘊含了供應(yīng)商相信制造企業(yè)保持與供應(yīng)商穩(wěn)定關(guān)系的誠意，更接近于深層次的情感信任［19］。供應(yīng)商更多地依賴制造企業(yè)將造成供應(yīng)商自主性的喪失，對于自身在雙方關(guān)系中所承擔(dān)風(fēng)險的認(rèn)知也明顯增加，不僅不利于在公平感知的基礎(chǔ)上培養(yǎng)供應(yīng)商對制造企業(yè)的情感信任，甚至可能引發(fā)供應(yīng)商對制造企業(yè)真實用意的猜忌，因此，即使在供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情景下，供應(yīng)商也不會在既定公平感知的水平下給予制造企業(yè)更多信任。

假設(shè)H2b成立，表明對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商分配公平感知對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響將被增強(qiáng)。假設(shè)H2c未被驗證，表明供應(yīng)商程序公平感知對關(guān)系承諾的正向影響并不會因為供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)而被增強(qiáng)。經(jīng)分析認(rèn)為，在供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情境下，供應(yīng)商的程序公平感知受供應(yīng)商主觀因素影響較大［29］。在市場經(jīng)濟(jì)條件下，企業(yè)之間的關(guān)系行為是出于自身利益考慮的理性行為，供應(yīng)商對制造企業(yè)作出承諾是事關(guān)企業(yè)長期利益的戰(zhàn)略性決策，主觀因素的影響將在企業(yè)內(nèi)部和企業(yè)之間的重復(fù)博弈中被降至最低，從而使不對稱依賴關(guān)系的作用不顯著。

假設(shè)H3b成立，表明對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，制造商可信對供應(yīng)商關(guān)系承諾的正向影響將被減弱。

假設(shè)H4c成立，表明對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，制造商可信對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響將被增強(qiáng)。假設(shè)H4b不成立，表明制造商可信對供應(yīng)商優(yōu)先配置綠色實物資源的正向影響并不會因為供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)而被增強(qiáng)。分析認(rèn)為，由于部分實物資源具有一定程度的可回收性（例如設(shè)備設(shè)施），在供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)的情境下，權(quán)力的不平衡會加大供應(yīng)商回收資源的難度，資源回收風(fēng)險的感知抵消了供應(yīng)商對合作價值認(rèn)知的增量，因此，在制造商可信的前提下，供應(yīng)商為了促進(jìn)更深層次的合作、形成互利共贏的局面，無論供應(yīng)商是否存依賴該制造企業(yè)，均會在同等水平上向制造企業(yè)配置綠色實物資源。

假設(shè)H5c成立，表明對于不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商而言，供應(yīng)商關(guān)系承諾對供應(yīng)商優(yōu)先向制造企業(yè)配置綠色創(chuàng)新資源的正向影響將被減弱。假設(shè)H5b不成立，表明供應(yīng)商關(guān)系承諾對優(yōu)先配置綠色實物資源的正向影響不會因為供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)而被減弱。分析認(rèn)為，實物資源相對容易被制造企業(yè)定量控制，如果供應(yīng)商不按照制造企業(yè)需求優(yōu)先配置足夠數(shù)量的實物資源，很容易因為供應(yīng)商所處的不利地位而面臨制造企業(yè)的懲罰（如減少訂單量），因此，即使供應(yīng)商處于不對稱依賴制造企業(yè)的情況，為了維持兩者的合作關(guān)系避免更多損失，供應(yīng)商向制造企業(yè)優(yōu)先配置綠色實物資源的意愿也不會降低。

5 研究結(jié)論與展望

基于我國制造企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，本研究揭示了綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中供應(yīng)商公平感知通過供應(yīng)商的態(tài)度和行為影響供應(yīng)商創(chuàng)新貢獻(xiàn)的路徑，以及協(xié)同創(chuàng)新中不對稱依賴關(guān)系對供應(yīng)商態(tài)度和行為的影響。本研究的理論意義有以下兩方面：一是已有相關(guān)研究探討了綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新中制造商權(quán)力對供應(yīng)商參與貢獻(xiàn)的影響［25］，本研究從供應(yīng)商關(guān)系治理的視角進(jìn)一步揭示了供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新中供應(yīng)商的公平感知，通過供應(yīng)商對制造企業(yè)的信任、承諾和資源配置行為影響供應(yīng)商參與貢獻(xiàn)的路徑；二是相關(guān)研究探討了供應(yīng)商依賴制造企業(yè)對激發(fā)供應(yīng)商創(chuàng)新性的影響［19］，本研究在此基礎(chǔ)上，通過對比分析得出由于供應(yīng)商不對稱依賴制造企業(yè)導(dǎo)致的供應(yīng)商態(tài)度和行為變化，以及由此帶來的供應(yīng)商公平感知對供應(yīng)商綠色創(chuàng)新貢獻(xiàn)作用路徑的變化。

基于以上研究結(jié)論，對企業(yè)管理實踐提出如下對策建議：（1）制造企業(yè)在推行供應(yīng)商參與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的實踐中，應(yīng)設(shè)法提升供應(yīng)商的公平感知，以此優(yōu)先獲取供應(yīng)商的綠色資源，提高供應(yīng)商對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的貢獻(xiàn)。（2）面對不對稱依賴制造企業(yè)的供應(yīng)商，制造企業(yè)應(yīng)重點采用能夠強(qiáng)化供應(yīng)商分配公平感知的關(guān)系治理機(jī)制（例如股權(quán)激勵），促使供應(yīng)商為制造企業(yè)的綠色產(chǎn)品創(chuàng)新作出更大貢獻(xiàn)。（3）制造企業(yè)應(yīng)重點關(guān)注綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新項目所缺資源的類型，如果需要供應(yīng)商投入更多設(shè)備設(shè)施、零部件和稀缺原料等實物資源，應(yīng)采取能夠提升供應(yīng)商分配公平感知的措施。（4）如果急需供應(yīng)商的綠色技術(shù)專利、知識和創(chuàng)意等創(chuàng)新資源，不僅需要設(shè)法提升供應(yīng)商的公平感知，還應(yīng)扭轉(zhuǎn)供應(yīng)商對雙方關(guān)系不對稱性的認(rèn)識，特別是當(dāng)供應(yīng)商已經(jīng)明顯表現(xiàn)出對關(guān)系的長期導(dǎo)向定位時，制造企業(yè)可以與該供應(yīng)商簽訂戰(zhàn)略聯(lián)盟協(xié)議，加大相關(guān)零部件或原材料在該供應(yīng)商處的采購集中度，以此改變供應(yīng)商對雙方不對稱依賴關(guān)系的感知。

本研究主要存在以下兩方面的局限：首先，受限于國內(nèi)企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新成熟度和研究團(tuán)隊的社會影響力，導(dǎo)致有效樣本回收率偏低，可能會影響多群組比較所得結(jié)論的有效性，希望后續(xù)研究能夠提出更好的解決方案；其次，由于制造企業(yè)與供應(yīng)商之間的綠色產(chǎn)品協(xié)同創(chuàng)新涉及商業(yè)機(jī)密的情況比較普遍，客觀數(shù)據(jù)的披露也非常有限，實際收集配對數(shù)據(jù)非常困難，以供應(yīng)商單方面的數(shù)據(jù)判斷供應(yīng)商是否存處于不對稱依賴制造企業(yè)的情境對相關(guān)研究問題的普遍適用性不高，希望后續(xù)研究能夠優(yōu)化研究設(shè)計，提出收集配對數(shù)據(jù)的可行方案。