醫藥集團綠色供應鏈協同對供應鏈績效影響研究*

上海工程技術大學管理學院李波儲麗琴

醫藥集團綠色供應鏈協同對供應鏈績效影響研究*

上海工程技術大學管理學院李波儲麗琴

生態經濟環境下，綠色供應鏈協同在經濟活動中具有較為重要的作用。如何利用綠色供應鏈協同促成綠色供應鏈績效的最大化，是一個亟待研究的問題。本文運用多元回歸分析，基于滬深兩市上市醫藥集團的數據，研究綠色供應鏈協同對綠色供應鏈績效的影響。結果表明：知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同對綠色供應鏈績效具有正向且顯著的影響；同時，成本控制協同對績效影響最大，利益分配協同次之，風險分擔協同第三，知識共享協同最小。

上市公司收購 制度設計 證券法

一、引言

現代企業間的競爭已經轉變為供應鏈與供應鏈之間的競爭，更需要鏈上企業的高效配合，供應鏈協同應運而生，以此獲得供應鏈協同對績效的好處。然而，在實踐活動中，盲目地進行協同對綠色供應鏈績效的改善并不明顯，使得協同在短時間內破裂。因此，要想長期享受協同決策帶來的好處，不讓綠色供應鏈協同成為一種形式，就要展開綠色供應鏈協同對供應鏈績效影響的研究。

二、文獻綜述

供應鏈協同的概念可追溯到Spekman Re（1998）對供應鏈合作問題的研究，自此，供應鏈管理也從局部優化、整體優化逐步發展到整體與局部協調優化的協同管理模式。Holweg等（2005）認為供應鏈協同是各節點企業為提高供應鏈整體競爭力所進行的彼此協調和相互努力，鄒輝霞（2007）與其觀點基本相同。關于供應鏈協同的相關應用研究，主要體現在以下方面：風險分擔、收益分配、知識協同和成本控制。

從20世紀90年代開始就出現了供應鏈績效方面的研究。綠色供應鏈績效的研究始于著名學者Scott D.Johnson （1993）。綠色供應鏈績效的分類，國內學者也作了探討：朱慶華等（2005）指出績效評價指標可以劃分為三類，即環境績效指標、經營績效指標、經濟節約指標。謝志明等（2015）認為企業績效結構包括環境維度的ENP、財務維度的FIP等。冀巨海等（2013）把企業績效分為經濟績效、環境績效和社會績效。楊朝君等（2015）表明大多研究僅關注組織內部的經濟績效和運行績效，忽視了組織外部的環境和社會績效，由此認為組織績效至少包括經濟績效、運行績效、環境績效和社會績效四個方面。

目前，從綠色供應鏈協同的角度分析對綠色供應鏈績效影響的實證研究并不多，周敏（2015）以裝配制造業為例，從業務協同和戰略協同的角度研究了供應鏈協同對績效的影響，得出了企業開展戰略協同和業務協同有利于其供應鏈績效的提升，且二者在促進供應鏈提升方面存在交互作用的結論。

綜上所述，從綠色供應鏈知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同的角度分別探索對運營績效、財務績效和環境績效影響的研究尚不多，這也是本文的創新之處。本文選取醫藥集團為研究對象，因為醫藥集團一般采用供應鏈模式，且處在戰略目標一致的環境中，存在協同基礎。本文對醫藥集團的概念界定是：旗下存在許多分公司與子公司，且承擔的業務類型涵蓋整條供應鏈，即從供應商到制造商再到銷售商，形成其內部的綠色供應鏈；存在一個甚至幾個組織監管內部綠色供應鏈的運營。

三、理論分析與研究假設

本文將綠色供應鏈協同分為四個維度，即知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同；將綠色供應鏈績效分為三個維度，即運營績效、財務績效和環境績效。

（一）知識共享協同在供應鏈上實現知識共享不僅能增加鏈上成員的知識、提高成員的創新能力，進而提升企業的競爭力，還能為競爭對手搶奪供應鏈資源設置壁壘，為提升企業供應鏈績效奠定基礎。徐振洲等（2013）指出綠色供應鏈聯盟企業之間的知識共享對綠色供應鏈的運營效率產生至關重要的影響，張莉（2016）通過構建模型，得出參與綠色供應鏈知識共享的企業是為了從組織合作關系中獲得最大的財務績效與戰略利益的結論。林焜等（2010）認為，通過知識共享可以避免知識的重復開發，節約資源，減少廢棄物的排放，降低環境事故的發生率，使企業的環境狀況得到改善，進而有利于環境績效的提升。基于此，本文提出以下假設：

H1a：知識共享協同對綠色供應鏈運營績效具有正向影響

H1b：知識共享協同對綠色供應鏈財務績效具有正向影響

H1c：知識共享協同對綠色供應鏈環境績效具有正向影響

H1：知識共享協同對綠色供應鏈績效具有正向影響

（二）風險分擔協同風險分擔協同在綠色供應鏈運行過程中十分重要，已有研究表明，供應鏈風險分擔協同對供應鏈績效存在影響。供應鏈風險對運營績效產生負面的影響，比如增加庫存成本、延長產品設計與實際生產的時間、增加訂貨與交貨的間隔、降低供應鏈的靈活性、減弱供應鏈的響應能力。陳敬賢（2009）的研究結果表明，制造過程風險直接影響供應鏈財務績效；而綠色供應鏈管理的提升目的在于為盟友降低環境威脅，甚至提高環境效力和管理能力。基于此，本文提出以下假設：

H2a：風險分擔協同對綠色供應鏈運營績效具有正向影響

H2b：風險分擔協同對綠色供應鏈財務績效具有正向影響

H2c：風險分擔協同對綠色供應鏈環境績效具有正向影響

H2：風險分擔協同對綠色供應鏈績效具有正向影響

（三）成本控制協同成本是影響利潤的重要因素之一，要想真正解決企業組織績效與個人績效之間的問題，就需要結合財務類和非財務類指標綜合分析各種成本可能對企業績效產生的影響，全面有效地實現企業價值鏈上的成本控制（劉雪梅，2015）。楊立娟（2014）通過構建物流成本控制績效評價體系，認為此體系不僅要體現長期績效，獲取較高的顧客滿意度和長期競爭優勢，還要體現短期績效，優化管理模式。環境問題長期以來被視作增加成本的因素，根本原因在于很多企業認為經濟發展與環境保護是相互矛盾的，環境與利潤之間的沖突大于它們之間的協調（張亞連等，2012），但大量的研究表明，基于環境友好的綠色供應鏈管理能夠為企業帶來經濟上的收益。基于此，本文提出以下假設：

H3a：成本控制協同對綠色供應鏈運營績效具有正向影響

H3b：成本控制協同對綠色供應鏈財務績效具有正向影響

H3c：成本控制協同對綠色供應鏈環境績效具有正向影響

H3：成本控制協同對綠色供應鏈績效具有正向影響

（四）利益分配協同為了減少甚至避免在綠色供應鏈利益分配過程中的矛盾，就要考慮各節點企業在整個供應鏈中所起作用的大小，以科學理論提出的方案易于被鏈上企業所接受（劉家國，2010），也利于整條供應鏈的運營。溫陽（2011）以生態供應鏈為研究對象，指出只有在所有合作伙伴都共同參與和管理的情況下最優配置資源，才能實現共同利益最大化。陳樂（2009）在分析綠色供應鏈利益分配的原則時指出，環保激勵原則不可或缺，環境績效好的企業應該多分得利益，這樣就能促進企業對環境進行保護，從而達到綠色供應鏈環境效益的目標。基于此，本文提出以下假設：

H4a：利益分配協同對綠色供應鏈運營績效具有正向影響

H4b：利益分配協同對綠色供應鏈財務績效具有正向影響

H4c：利益分配協同對綠色供應鏈環境績效具有正向影響

H4：利益分配協同對綠色供應鏈績效具有正向影響

綜上所述，本文進一步提出以下假設：

H5：綠色供應鏈協同對綠色供應鏈績效具有正向影響

四、研究設計

（一）樣本選取及數據來源本研究選取的樣本是滬市、深市證券交易所上市的醫藥集團，共發放400份問卷，發放對象是集團內綠色供應鏈職能部門的高管與員工，其中收回328份，剔除明顯不合理的問卷后剩余有效問卷292份，有效問卷率73%，可以進行信度和效度分析。問卷采用Likert5級量表，針對不同的題項反映的協同程度和績效改善程度分別在“非常低”、“低”、“一般”、“高”、“非常高”之間做出選擇，其對應分值分別為1至5分。

（二）變量測度依據學者研究的綠色供應鏈協同和績效的二級指標的成果，本文分別用K1-K5代表知識共享協同的五個測量指標；R1-R5代表風險分擔協同的五個測量指標；C1-C5代表成本控制協同的五個測量指標；G1-G5代表利益分配協同的五個測量指標；O1-O5代表運營績效的五個測量指標；F1-F5代表財務績效的五個測量指標；E1-E5代表環境績效的五個測量指標。如表1所示。

（三）模型構建綜上所述，將綠色供應鏈協同對供應鏈績效影響的概念模型描述如圖1所示。

圖1 概念模型

五、實證結果與分析

（一）信度與效度檢驗SPSS的信度分析主要包括數據的可信度、有效性研究，主要是用克朗巴哈系數即Cronbach’s α系數表示。學者Dellis（1991）認為，Cronbach’s α系數介于0.6和0.65之間，需要修改或者刪除，即重新設計問卷；介于0.66和0.70之間，勉強接受；介于0.70和0.80之間，可接受；介于0.8到0.9之間的話，比較好；大于0.9，非常好。表2顯示，各變量的Cronbach’s α系數均大于0.70，說明各變量的測量信度較高，符合研究要求。

效度即有效性，效度分析是用來測量功能程度的有力工具。首先，需要分別考察綠色供應鏈協同20個變量和績效的15個變量之間的相關程度，如果20個變量之間和15個變量之間正交了，那么就不存在公共因子，也就不能繼續做研究了。此次研究主要采用KMO和巴特利特球體檢驗的方法。

表1 量表構成

表2 信度檢驗

KMO≥0.9非常適合做公共因子分析

0.5≤KMO＜0.9適合做公共因子分析

KMO＜0.5不適合做公共因子分析

而巴特利特球體檢驗的基礎是相關系數矩陣。該值較大時，對應的相伴概率值小于等于0值，則拒絕H0，原有變量之間存在相關性，適合進行主成分分析。

表3 效度檢驗

由表3可以看出，各變量的KMO值分別為0.892和0.889，均大于0.5；且巴特利特統計值分別為2858.45和 2099.28，顯著異于0，說明適合做因子分析。因子載荷系數都大于0.5且累計方差貢獻率均大于50%，表明效度檢驗符合統計要求，如表4所示。

表4 因子載荷系數

上述分析表明本文相關變量的測度具有較高的信度和效度。因此，本文對各變量的測度題項分別進行簡單平均，用每個變量的平均值作為變量的樣本值進行后續的回歸分析。

（二）多元回歸分析本文將分別對綠色供應鏈知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同與綠色供應鏈運營績效、財務績效和環境績效之間進行回歸分析，以進一步確認因變量與自變量間的關系。

（1）多元線性回歸分析的兩大問題及檢驗。多重共線性和序列相關問題是構建多元線性回歸模型之前需要排除的問題。多重共線性通過方差膨脹因子指數VIF衡量，當010時，存在嚴重的多重共線性問題，有可能某一自變量就是其他自變量的線性組合。序列相關問題的判斷依據是DW值，一般認為，介于1和3之間的DW值的變量是不存在序列相關的。

通過檢驗，自變量知識共享協同（K）、風險分擔協同（R）、成本控制協同（C）和利益分配協同（G）的方差膨脹因子指數VIF分別為2.237、2.133、2.422和1.329，自變量之間不存在多重共線性問題。綠色供應鏈協同與運營績效、財務績效和環境績效的DW值分別為1.346、2.135、1.283，說明自變量與因變量之間不存在序列相關問題。

（2）多元線性回歸分析。根據圖1提出的假設模型，將分別對運營績效、財務績效和環境績效進行回歸分析。從回歸模型1可以看出，知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同的t的顯著性概率均控制在0.05以內，表明發生拒真錯誤的概率比較小；t檢驗統計量均大于2，表明這些變量的系數顯著差異0；非標準化系數與標準化系數均大于0，這表明知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同對運營績效產生正向且顯著的影響，因此H1a、H1b、H1c、H1d通過驗證。同理，依據模型2和模型3，H1b、H2b、H3b、H4b通過驗證，H1c、H2c、H3c、H4c也通過驗證。

（3）多元回歸模型。以運營績效、財務績效和環境績效的均值作為綠色供應鏈績效的衡量標準，探索知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同分別與綠色供應鏈績效之間的關系。

表5 回歸分析結果

從模型4可以看出，知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同的t的顯著性概率均小于0.05，且t檢驗統計量均大于2.9，表明這些變量的系數與0有顯著性差異，并且回歸系數均大于0，表明知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同對綠色供應鏈績效產生正向且顯著的影響，因此H1、H2、H3、H4通過驗證。

由SPSS計算輸出結果可知，回歸方程為：

回歸系數B1表示若其他變量不變時，則知識共享協同每增加一個單位，綠色供應鏈績效將平均增加0.130個單位；B2=0.219表示若其他變量不變時，則風險分擔協同每增加一個單位，綠色供應鏈績效將平均增加0.219個單位；B3表示若其他變量不變時，則成本控制協同每增加一個單位，綠色供應鏈績效將平均增加0.297個單位；B4表示若其他變量不變時，則利益分配協同每增加一個單位，綠色供應鏈績效將平均增加0.182個單位。其中B1的95%置信區間為（0.043，0.216），B2的95%置信區間為（0.120，0.318），B3的95%置信區間為（0.188，0.405），B4的95%置信區間為（0.120，0.243）。

從標準化的回歸系數可以看到，B1*=0.163，B2*=0.235，B3*=0.310，B4*=0.248，因此標準化回歸方程為：

由回歸方程（2）可以看出，綠色供應鏈協同對綠色供應鏈績效具有正向且顯著的影響，H5成立。同時，比較四個自變量的標準化回歸系數可以看到，成本控制協同的影響最大，利益分配協同次之，風險分擔協同第三，知識共享協同的影響最小。

根據ANOVA方差分析得知，F檢驗統計量=110.954，P值（顯著性水平）=0.000，統計檢驗表明回歸方程的線性關系顯著。

六、研究結論

從多元回歸分析的結果可以看出，實證分析結果表明，所有假設均通過檢驗，即綠色供應鏈協同對綠色供應鏈績效具有正向影響，與Whipple和Vereecke的觀點基本一致，Whipple（2007）認為供應鏈協同不會對績效提升產生相反的影響，Vereecke（2006）運用類型學得出了“各種協同的交互作用對供應鏈績效產生積極影響”。從式（1）和（2）得出，知識共享協同、風險分擔協同、成本控制協同和利益分配協同對績效影響的系數并不一致，即各個協同付出相同的代價，綠色供應鏈績效并不等同，因此可以依據四個協同重要性的程度進行鏈上企業的生產活動，進而促成綠色供應鏈績效的最大化。

表6 回歸分析結果

本文通過理論與實證研究相結合，得出了綠色供應鏈協同對績效影響的相關結論與實用性的建議，但是在整個研究過程中仍然存在一些不足之處：第一，本文二級指標的確定是通過理論推演、自我歸納和收集專家意見得來的，選取的指標并不能完全準確地概括綠色供應鏈協同與綠色供應鏈績效，或者指標內容重復的問題。第二，本文的實證分析數據資料主要是問卷調查獲得的，未能深入企業進行訪談，資料的深度還有待提升。第三，問卷的發放公司主要是醫藥集團綠色供應鏈，有待在其他行業進一步驗證。

*本文系上海市教委科研創新項目“跨組織環境合作對企業環境績效影響的研究”（項目編號：14YS114）階段性研究成果。

［1］趙建：《市場需求和競爭對供應鏈績效的影響》，《物流技術》2015年第1期。

［2］鄒輝霞：《供應鏈協同管理：理論與方法》，北京大學出版社2007年版。

［3］桂良軍：《協同供應鏈收益分配的決策模型》，《統計與決策》2010年第6期。

［4］鞏永華、薛殿中、黃衛東：《低碳供應鏈上企業間協同知識創新的動態決策模型》，《科技管理研究》2015年第14期。

［5］謝志明、謝青青、易玄：《綠色供應鏈管理對制造企業績效的影響》，《財經理論與實踐》2015年第1期。

［6］冀巨海、劉清麗：《鋼鐵企業綠色供應鏈管理績效評價》，《科技管理研究》2013年第16期。

［7］周敏：《裝備制造企業供應鏈協同對供應鏈績效影響研究》，浙江理工大學2015年碩士學位論文。

［8］涂振洲、顧新：《基于知識流動的產學研協同創新過程研究》，《科學學研究》2013年第9期。

［9］張莉：《綠色供應鏈組織間知識共享決策模型及實證研究——基于關系風險的視角》，《南京社會科學》2016年第3期。

［10］林焜、彭燦：《知識共享、供應鏈動態能力與供應鏈績效的關系研究》，《科學學與科學技術管理》2010年第7期。

［11］陳敬賢、施國洪、馬漢武：《供應鏈運作風險影響供應鏈績效的實證研究》，《工業工程與管理》2009年第4期。

［12］劉雪梅：《煤炭企業成本控制下的績效管理》，《中國鄉鎮企業會計》2015年第8期。

［13］楊立娟：《汽車整車物流成本控制與績效評價研究》，吉林大學2014年碩士學位論文。

［14］張亞連、張衛枚、鄧德勝：《我國企業環境管理會計實施現狀及其對策——基于企業中高層管理人員的問卷調查》，《財經理論與實踐》2012年第1期。

［15］劉家國：《基于突發事件風險的供應鏈利益分配與行為決策研究》，哈爾濱工程大學2010年碩士學位論文。

［16］溫陽：《基于博弈論的生態供應鏈利益分配研究》，北京交通大學2011年碩士學位論文。

［17］陳樂：《綠色供應鏈利益分配問題研究》，中南大學2009年碩士學位論文。

［18］SPEKMAN R E，KAMAUFF J W，MYHR N.An empiricalinvestigationintosupplychainmanagement：A perspectiveonpartnerships.SupplyChainManagement：An International Journal.1998，3.

［19］HOLWEGM，DISNEYS，HOLMSTROMJ，etal. Supplychaincollaboration：Makingsenseofthestrategy continuum.European Management Journal.2005，23.

［20］ScottD.Johnson，JeffW.Flesher，.Jehng，etc. EnhancingElectricalTroubleshootingSkillsina Computer-Coached Practice Environment.Interactive Learning Environments.1993，3.

（編輯杜昌）