綠色供應鏈整合與綠色創新關系研究

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

（上海理工大學 管理學院，上海200093）

0 引 言

當前，綠色創新已經成為企業長遠發展的目標，但是通過何種途徑來提升企業的創新績效成為企業領導者的難題。國外有研究指出開展綠色供應鏈整合，協調和管理供應商和客戶的資源與信息，被視為提高企業綠色創新的重要方式[1]。因此，企業按照國家保護環境的政策，是否能夠通過綠色供應鏈整合來促進企業綠色創新成為亟待解決的問題。

有學者對綠色供應鏈整合和綠色創新的關系進行了研究，但未能夠達成一致結論。Melander 認為企業通過綠色供應鏈與合作伙伴開展戰略協作，能夠充分獲取環保材料，生產綠色環保產品，幫助企業提高綠色產品的創新能力，有益于優化企業的生產流程和綠色產品創新[2]。綠色客戶整合同樣也有助于企業的綠色創新。企業與客戶通過共同協作，依據客戶需求制定生產計劃，可以使用資源消耗量最低的產品材料來響應客戶，如Ashwin 發現通過綠色客戶整合，企業就可以在設計階段考慮客戶的需求，提高產品交付的可靠性[3]，也進一步促進企業綠色產品創新，綠色技術動態性體現為產品工藝技術發展變化的速度，從而適應外部環境變化的需求，復雜多變的競爭環境使企業更應從動態視角做出調整[4]。

綜上所述，本文基于知識基礎觀，引入以綠色技術動態性為調節變量，探究綠色供應鏈整合與綠色創新的關系，構建三者之間的理論模型，探討綠色技術動態性在綠色供應鏈整合對綠色創新的調節效應，以進一步明晰綠色供應鏈整合與綠色創新之間的具體路徑。

1 知識基礎觀

知識基礎觀認為知識是企業重要的戰略資源和獲取競爭優勢的關鍵[5]。綠色供應鏈整合是企業獲取外部資源的重要手段，在通過綠色供應鏈整合將知識資源轉化為企業競爭優勢的過程中，企業為了適應外部環境變化，通過綠色技術動態性吸收供應鏈環保創新資源知識，完善企業工藝創新流程[6]，從而實現企業的綠色創新發展。

企業可持續發展的核心競爭力來源于整合資源的能力，然而開展綠色供應鏈整合是協調和管理供應商和客戶等合作伙伴資源的重要途徑，Chen 和Wan 研究發現供應鏈伙伴之間的綠色合作會促進企業的綠色創新[7]，可見有助于企業與外部合作伙伴進行充分的交流溝通，及時獲取環保信息及環保技術，也是企業獲得競爭優勢的關鍵。同樣的，顧客整合能夠明確創造力向創新成果的轉化方向，提升組織創造力向創新績效的轉化效率。李敏[8]研究得出企業與供應商和客戶的環保合作對企業綠色創新都有積極促進作用。基于以上論述，提出以下假設：

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

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

綠色技術動態性是企業在利用現有資源和能力基礎上，對環境和資源進行重新建立組織能力，從而適應外部環境變化的需求，Eckhadt[9]在研究創業機會時指出，外部環境的技術動態性越高，企業技術識別機會越多，尤其是生產鏈反饋信息的正確解讀有助于企業創新生產技術。徐寧[10]等提出技術創新動態能力是指企業為了創造價值和適應外部環境而進行一系列技術創新投入、促進技術創新產出和實現技術創新成果轉化的能力。基于以上論述，提出以下假設：H3a-b：綠色技術動態性在（a） 綠色供應商整合和（b） 綠色客戶整合對綠色工藝創新的關系中有調節作用。根據以上分析提出本文的研究概念模型，如圖1 所示：

2 數據收集與量表

本研究遵循嚴謹的步驟設計調研問卷：基于文獻研究確定研究變量及測量指標形成問卷初稿；根據預調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、山東和陜西區域制造企業開展調研。問卷發放方式包含實地調研、郵件發放及電話訪問，研究共發放問卷600 份，有效問卷237 份，有效回收率為39.5%。樣本涵蓋不同規模和不同所有制類型的企業，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行測量，綠色供應鏈整合包含綠色供應商整合和綠色客戶整合兩個變量，測度指標參考Vachon 和Klassen[11]的研究；綠色創新包含綠色產品創新和綠色工藝創新兩個變量，測度指標參考Chen[12]等人的研究；綠色技術動態性測度指標參考Sheng[13]等人的研究；控制變量：包含企業規模、企業年限、企業所有制類型。

3 研究結果分析

3.1 描述性統計與相關性分析

利用Pearson 初步分析各變量間的相關關系，表1 可以看出各變量之間的相關系數均小于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關系。

表1 描述性統計及變量間的相關系數

3.2 信效度檢驗

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

本文所采用量表是國外學者成熟量表，并根據專家反饋對問卷指標進行了修訂，因此該問卷內容效度較好。另外，本文通過驗證性因子分析（CFA）檢驗數據的聚斂效度，檢驗結果如表2 所示，結果表明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，變量間相關系數都小于0.70，且小于各變量AVE值的算術平方根（見表1），表明問卷的區分效度良好。因此，本文問卷的效度較好。

3.3 回歸分析

通過構建回歸模型，檢驗了綠色供應鏈整合、綠色技術動態性與綠色創新的關系，結果如表3 所示。

表2 變量的信效度分析

表3 綠色供應鏈整合、綠色技術動態性與綠色創新的關系

模型1 和2 檢驗結果表明，綠色供應商整合（β=0.644，p＜0.001 ）和綠色客戶整合（β=0.489，p＜0.001 ）均能夠顯著促進綠色產品創新，假設H2a 和H2b 得到了支持。

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

模型5 檢驗結果表明，綠色供應商整合（β=0.471，p＜0.001 ）與綠色技術動態性（β=0.212，p＜0.001 ）能夠顯著促進綠色工藝創新；并且在加入綠色供應商整合與綠色技術動態性的交互項時，由模型6 可知綠色供應商整合與綠色技術動態性交互項的回歸系數（β=0.161，p＜0.001 ），表明綠色技術動態性在綠色供應商整合對綠色工藝創新的關系中存在正向調節效應，假設H3a 得到驗證。

模型7 檢驗結果表明，綠色客戶整合（β=0.530，p＜0.001 ）與綠色技術動態性（β=0.218，p＜0.001 ）能夠顯著促進綠色工藝創新；并且在加入綠色客戶整合與綠色技術動態性的交互項時，由模型8 可知綠色客戶整合與綠色技術動態性交互項的回歸系數（β=0.105，p＜0.01 ），表明綠色技術動態性在綠色客戶整合對綠色工藝創新的關系中存在正向調節效應，假設H3b 得到驗證。

4 結束語

本文通過實證研究發現，綠色供應鏈整合，包括綠色供應商整合和綠色客戶整合兩個維度，對綠色產品創新和綠色工藝創新都有顯著地正向作用。同時，在進行綠色供應鏈整合的過程中，也應注重綠色技術動態性的作用與發展，促使綠色供應鏈整合有效促進企業綠色創新。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鏈整合與綠色創新之間存在的調節作用，如企業綠色吸收能力等，這些因素的調節效應是否存在還需進一步的分析研究。