基于供應商創新性開發的綠色產品創新績效提升策略研究

李 勃，陳明月，楊 毅，李 霞

(1.西安工程大學 管理學院，陜西 西安 710048；2.西安理工大學 經濟與管理學院，陜西 西安 710054)

0 引言

綠色發展已成為中國制造業當前乃至未來很長一段時間發展的核心理念，綠色化成為驅動中國制造企業產品創新的又一關鍵要素[1]。制造企業綠色產品創新要求盡可能降低新產品在生產、分銷、使用和回收等全生命周期中的能源消耗，并最大限度減少新產品對人身健康和自然環境的負面影響[2]。相對普通產品創新而言，綠色產品創新的系統性和復雜性更高[3]，單純依靠提高下游企業環保技術和清潔生產能力難以實現真正意義上的綠色產品創新，需要整合供應商并使之參與制造企業綠色產品創新。實現供應商參與綠色產品創新的預期效果，需要供應商針對制造企業綠色產品創新的特定需求開展協同創新。然而，實踐中制造企業開展綠色產品創新面臨更高的技術不確定性和需求不確定性(例如新能源汽車及其補貼政策)。許多供應商即使參與了制造企業主導的綠色產品創新項目，但由于缺少面向制造企業綠色產品創新需求的創新能力和意愿，不僅無法幫助企業提升綠色產品創新效率，反而增加了研發成本。

為了確保供應商參與效能，制造企業需要通過特定跨組織管理行為，提升供應商面向制造企業產品創新需求的創新能力和意愿，即開發供應商創新性[4-5]。綠色供應鏈管理相關研究發現，制造企業根據自身需求改進供應商綠色工藝、技術和管理能力的綠色供應商開發行為，能夠顯著提升供應商績效[6]，但有關制造企業開發供應商綠色創新性的研究還很少見。此外，雖然已有研究發現組織兼容和組織互補作為組織匹配的兩個維度，能夠促進供應鏈企業間協同[7]，但供應商參與綠色產品創新中供應商與制造企業的組織兼容和互補，對制造企業開發供應商綠色創新性的作用機制仍不明晰。據此，通過來自中國制造企業樣本數據的實證研究，探討供應商參與綠色產品創新中，制造企業在不同供應商組織適配條件下，有效激發供應商綠色創新性，進而提升綠色產品創新績效的供應商開發策略。本文不僅有利于豐富供應商參與綠色產品創新的研究，拓展企業間協同創新理論，還能為中國制造企業開展供應商參與綠色產品創新的管理實踐提供參考。

1 理論基礎

1.1 供應商參與綠色產品創新

綠色產品創新是指在產品設計、生產和營銷環節引入綠色理念，盡可能降低新產品在其全生命周期中(包括生產、分銷、使用和回收/報廢等階段)的能源消耗，并最大限度減少新產品對人身健康和自然環境負面影響的產品創新實踐[2,8]。Dangelico[9]梳理已有研究發現，管理模式、關系質量、資源與能力、流程開發4個方面與綠色產品創新的成功關系最為密切。從資源與能力的角度出發，由于綠色產品創新具有系統性、非體驗性和復雜性特點，綠色產品創新比普通產品創新更依賴于外部組織協同[3]。相對科研院所和客戶等外部機構，供應商的市場導向使其能夠更迅速地了解制造企業產品創新需求，并且能夠在企業新產品研發與投產銜接中發揮重要作用[10]，同時，供應商與產業鏈下游企業合作經驗豐富，熟悉制造企業技術和需求，了解制造企業生產和運營模式，故供應商參與不僅能夠降低綠色產品創新風險，還能有效提高創新成功率[11]。

但已有研究發現，供應商參與有可能導致創新效率降低并增加研發成本[12]。即使供應商具備某些制造企業需要的技術專長，也不排除其仍然存在某些影響雙方協同創新的短板，例如該供應商不能或不愿將新技術融入客戶需要的綠色新產品中，或者不能適應制造企業綠色新產品量產后供應鏈管理要求[5]。同時，由于協同創新項目團隊成員來自不同公司和技能組，如果供應商不能有效進行跨組織協調，綠色產品創新協同工作就無法按照預期順利展開[13]。為避免由于供應商相關能力或意愿的缺失，對制造企業綠色產品創新造成負面影響，制造企業可以選擇更換供應商，也可以使相關零件或原材料內部化(如收購供應商)。但上述兩種方案都需要制造企業承擔高昂的交易成本和轉換成本。當供應商相關能力及意愿缺失并不十分嚴重且供應端競爭又比較激烈時，制造企業選擇開發現有供應商，提升供應商面向企業產品創新需求的創新能力和意愿，即開發供應商創新性更為可行[4-5]。然而，供應商參與綠色產品創新情景下，有關制造企業如何開發供應商綠色創新性的研究還很少。

1.2 供應商創新性開發與組織匹配

供應鏈管理相關研究認為，供應商開發是指制造企業通過向供應商提供建議、信息、技能、指導和協助，使供應商按照制造企業需求實現相關績效或能力提升的一種供應鏈管理實踐[14-15]。根據供應商開發行為是否需要制造企業直接投入專用性資產，分為直接和間接供應商開發。其中，直接供應商開發包括共享技術知識和組織慣例，通過直接投入人員、設施和資金幫助供應商達到制造企業供應鏈管理的要求；間接供應商開發通常表現為制造企業促使供應商主動適應制造企業供應鏈需求的獎懲機制和考核評價機制[16-17]。綠色供應商開發更側重于提升供應商環保和綠色能力[6]。制造企業通過綠色供應商開發，能夠促進雙方共同解決問題能力的提升，從而有效防范制造企業綠色產品出現設計錯誤、質量缺陷和技術故障等問題[18]。綠色供應商開發不僅可以提高供應鏈綠色化程度，還能幫助制造企業提高綠色產品競爭力[19]。但已有研究基本上圍繞制造企業供應鏈綠色化展開，還沒有研究專門針對制造商—供應商綠色產品創新協同的情景，探析直接和間接綠色供應商開發對供應商綠色創新性的影響，以及不同形式綠色供應商開發的協同效應。

基于組織匹配理論，供應鏈企業之間的組織匹配包括組織互補和組織兼容兩個方面，供應商與制造企業作為兩個獨立組織之間的兼容和互補，可以促進公開信息交流，提升雙方合作效率，同時提高合作成功率[7]。制造商—供應商之間的兼容涵蓋雙方技術兼容、文化兼容性和目標一致性[20]；互補是指雙方核心業務或能力之間的差異或相互依賴，以及制造企業或供應商貢獻獨特優勢和資源的程度[21]。最新研究發現，供應商適配制造企業有助于提升企業間資源利用效率，緩解環保創新資源匱乏狀況，使制造商—供應商之間協同效應最大化[22]。然而，供應商組織兼容和組織互補作為供應商適配制造企業組織的兩個維度，已有研究尚未探明制造企業在開發供應商綠色創新性過程中，供應商組織兼容和組織互補可能產生的調節作用及其作用形式異同，導致制造企業無法根據核心供應商組織適配的特點，有針對性地設計能夠有效開發供應商綠色創新性的綠色供應商開發策略。

2 研究假設與模型構建

2.1 綠色供應商開發的影響

直接綠色供應商開發的實踐形式包括制造企業就有關環保和綠色管理問題開展教育活動(例如舉辦提高綠色生產意識的研討會)，以及制造企業直接向供應商派遣相關技術人員，為供應商提供現場咨詢[17]。因此，直接綠色供應商開發屬于一種高水準的人際互動，能夠高效完成制造企業向供應商的知識轉移，通過綠色技術或相關知識轉移，幫助供應商提高綠色技術能力，使其能力達到制造企業綠色產品創新的要求。此外，制造企業向供應商提供技術支持、援助和指導等額外投資，客觀上也提高了供應商自身競爭力。根據社會交換理論，為回報制造企業帶來的額外利益，供應商將更主動地向制造企業提供綠色產品創新所需的各種資源[15]，例如將研發人員優先派遣到制造企業開展綠色產品研發工作，并投資特定設備，幫助制造企業進行綠色產品創新。據此，提出如下假設：

H1a：直接綠色供應商開發正向影響供應商綠色創新性。

間接綠色供應商開發的常見實踐形式包括綠色供應商評估、交流供應商綠色績效評價結果和績效目標等，并基于評價考核結果對供應商進行獎勵[17]。制造企業通過間接綠色供應商開發，為供應商行為制定標準和常規程序，有助于消除雙重標準，減少供應商對制造企業要求的誤解，從而使供應商在參與綠色創新過程中的表現更符合制造企業需求。此外，正式化的綠色供應商評估，有助于供應商對制造企業的能力和專業性形成正面認知，從而增進供應商對制造企業的信任。制造商可以提升供應商面向制造企業產品創新需求的創新意愿。此外，間接綠色供應商開發也可以作為一種激勵制度，根據供應商的表現對供應商進行獎賞，以此正向激勵供應商提升制造企業綠色創新能力，使其達到綠色新產品對零部件或原材料的要求。據此，提出如下假設：

H1b：間接綠色供應商開發正向影響供應商綠色創新性。

直接綠色供應商開發與間接綠色供應商開發的使用存在先后順序，同時使用并不能帶來積極的協同效應，甚至會產生負面影響?；谀繕斯芾砝碚摚圃炱髽I需要先開展間接供應商開發，使供應商明確制造企業的需求、標準和自身不足，再通過直接供應商開發向供應商轉移相關知識和技術，這種提升供應商能力的管理行為才更有針對性和效率[17]。如果制造企業進行直接綠色供應商開發，同時，憑借包括大量強制措施的間接綠色供應商開發控制供應商行為，則會導致供應商產生自主經營權被剝奪的認知，降低供應商對制造企業的信任。信任的降低會挫傷供應商為適應制造企業綠色產品創新需求而配置資源的積極性，使得制造企業通過直接供應商開發轉移知識和技術的行為面臨更多不確定性，不利于企業之間的綠色產品創新協同達到預期效果。據此，提出如下假設：

H1c：直接和間接綠色供應商開發協同負向影響供應商綠色創新性。

供應商參與綠色產品創新中，如果供應商具備面向制造企業需求進行綠色創新的能力或意愿，則供應商的綠色創新成果最終都將嵌入到供應商為制造企業提供的原材料和零部件中，直接完成供應商綠色創新能力和意愿向制造企業綠色新產品的轉移。這種做法不僅能減少綠色產品開發的時間和成本，還能提高新產品質量，使制造企業綠色產品更具市場競爭力[23]。此外，供應商的綠色創新能力和意愿可以作為制造企業綠色產品創新的重要補充。李娜等[4]認為，供應商的創新性使供應商擁有更強的技術能力和創新意愿去參與制造企業產品創新。同樣，制造企業與綠色創新能力強的供應商合作，為雙方員工創造了更多學習機會，使制造企業更好地吸收和運用供應商綠色技術和知識，并促進制造企業綠色產品成功率大幅提升。因此，供應商綠色創新性越高，越有利于供應商對制造企業綠色產品創新績效提升作出更多貢獻。據此，提出如下假設：

H2：供應商綠色創新性正向影響制造企業綠色產品創新績效。

2.2 供應商組織適配的影響

供應商與制造企業之間技術和業務的兼容，有助于組織間就高技術及緘默知識進行溝通和解釋[26]。同時，組織兼容有助于提高合作伙伴相互學習效率，整合合作伙伴現有知識和技能，從而為協同創新團隊帶來新想法和見解[20]。因此，組織兼容使供應商能夠快速消化吸收制造企業向其轉移的知識和技術，并將其重組成自己的新技術，從而提高制造企業通過直接綠色供應商開發向供應商分享、轉讓綠色技術知識的效率，以及供應商利用制造企業綠色技術知識開展綠色創新的效果。此外，供應商與制造企業目標兼容作為組織兼容的重要表現形式，決定了供應商對綠色協同創新任務的愿景能否與制造企業保持一致[20]。如果能夠保持一致，在供應商參與綠色產品創新中，對其中一方有益的也符合另一方的利益，則協同創新工作在共同利益的驅使下更容易取得成功。反之，如果不能保持一致，供應商會基于自身目標導向下的利益最大化原則，排斥制造企業對其進行直接綠色供應商開發，從而影響直接綠色供應商開發的實施效果。據此，提出如下假設：

H3a：組織兼容正向調節直接綠色供應商開發與供應商綠色創新性之間的關系。

組織兼容還具體表現為供應商與制造企業之間在信息系統、軟件、硬件和網絡系統等技術設施上的兼容，上述設施的兼容有助于在間接綠色供應商開發過程中雙方建立開放共享的溝通渠道，降低供應商對制造企業單方面逃避責任和采取機會主義行為的風險感知[27]，使間接綠色供應商開發對供應商的激勵作用更顯著。此外，技術設施兼容帶來的數字化信息共享渠道，使制造企業能夠及時掌握供應商相關業務綠色化程度，并實現跨企業的數據融合，因而制造企業對供應商評估、考核和反饋的效率將大幅提高，開展上述相關活動的成本也將明顯降低。此外，組織兼容帶來組織間管理風格和文化上的一致性，能夠促進制造商—供應商之間關系質量的提升[22]，以此抑制綠色產品創新協同過程中由間接綠色供應商開發行為(例如獎懲和考核)帶來的組織間沖突及損耗。同時，知識兼容也可以使制造企業花費更少成本和時間整合雙方資源，有利于提升制造企業對供應商的綠色評價、考核和反饋效率。據此，提出如下假設：

H3b：組織兼容正向調節間接綠色供應商開發與供應商綠色創新性之間的關系。

資源互補作為供應商與制造企業組織互補的主要表現形式，反映了供應商資源對企業間協同的價值[7]。供應商參與綠色產品創新，與擁有同質化資源的供應商相比，共享互補資源使綠色產品創新協同工作更容易取得成功。這是因為，組織互補為綠色產品創新協同項目提供了更豐富的資產池，有利于企業間技術和知識等不可交易資源的共享，以便實現任何一方都無法獨立實現的創新目標[7]。也就是說，協同創新主體之間資源互補性越強，組織學習、利用和創造知識的整體效益就越大，更多的利益獲取有助于提升供應商配合制造企業直接綠色供應商開發行為的意愿。此外，組織互補減少了組織間競爭，增強了供應商對制造企業善意和能力的信念，激發了供應商維護與制造企業關系的動機[22]，因而更愿意接受制造企業主導的綠色供應商開發行為，即供應商會更加積極地接受制造企業知識培訓，從而放大直接綠色供應商對于供應商綠色創新性的積極作用。據此，提出如下假設：

H4a：組織互補正向調節直接綠色供應商開發與供應商綠色創新性之間的關系。

供應鏈伙伴之間的互補性越強，就越有可能產生特殊且能夠為彼此帶來競爭優勢的關系資產[22]，增加供應商對于制造企業能夠幫助其增強市場競爭力的預期，為此供應商將更愿意配合制造企業達到間接綠色供應商開發對供應商綠色創新能力和意愿的要求。此外，間接綠色供應商開發包括制造企業激勵供應商采取有關綠色創新行為的決策，以及確保供應商遵守制造企業綠色產品創新的指示和要求。如果制造企業與供應商的技術和知識互補，將為供應商綠色創新能力提升提供捷徑，供應商也不會為了獲取互補的技術知識而付出高昂成本，承擔更大風險。也就是說，組織互補節約了間接綠色供應商開發成本，降低了開發風險和難度，從而使供應商綠色創新能力和意愿得到更顯著提升。據此，提出如下假設：

H4b：組織互補正向調節間接綠色供應商開發與供應商綠色創新性之間的關系。

基于以上假設論證，構建理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本數據來源

由于我國傳統制造業中存在的環境污染問題比較嚴重，加之產業結構轉型升級的客觀需要，企業面臨巨大的綠色發展壓力，各主要行業已普遍就綠色產品創新的定位達成共識。因此，樣本主要來自石油化工、汽車、重型機械等對實現國民經濟綠色發展意義重大的重化工業，以及紡織、食品、家電等與廣大消費者健康直接相關的輕工業。為避免其它因素的干擾，在樣本選取中重點考慮市場化程度比較高的企業。

本研究各問卷題項除控制變量外，均采用符合“內部一致性”的李克特7級量表，其中，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”。調查小組先后奔赴陜西、江蘇、上海、山東等地區對相關行業制造企業發放問卷400份?？傆嫽厥諉柧?35份，回收率為58.75% ，回收情況符合標準，剔除無效問卷和重復問卷，最終保留 195份問卷。描述性統計結果顯示，各行業制造企業所占比例較為平均，樣本企業規模和成立時間分布均勻，調查對象均為了解供應管理和新產品開發的企業中高層管理人員，其中包括制造企業高管、供應鏈經理、產品經理和市場營銷主管，符合研究要求。

3.2 變量測量

為確保測量量表信度與效度，主要采用國內外已有研究使用過的成熟量表。文中“核心供應商”是指近3年制造企業采購花費排行榜中前30%的供應商。

(1)綠色供應商開發測量。參考Blome等[6]和Wagner[17]的研究，直接綠化供應商(DGSD)測量題項包括5條，如“我司對核心供應商的員工進行綠色技能培訓”、“我司向核心供應商提供綠色技術設備或工具”、“我司派專家指導核心供應商綠色產品開發與制造”等。參考Wagner[17]和Agan[19]等的研究，間接綠化供應商(IGSD)測量題項包括5條，如“我司要求核心供應商獲得第三方給予的綠色認證”、“我司派遣人員審查核心供應商在采購、生產和物流環節的綠色化程度”等。

(2)供應商組織適配測量。參考Moshtari[7]和Shou等[22]的研究，組織兼容(OCT)包括4條，如“核心供應商與我司有相似的企業文化和管理風格”、“核心供應商與我司有相似的目標和宗旨”等。組織互補(OCL)包括“核心供應商具備的資源對我司來說非常有價值”、“核心供應商具備的資源對我司完成商業目標非常重要”等。

(3)供應商綠色創新性測量。參考李勃等[10]、Cheng[13]和李隨成等[23]的研究，供應商綠色創新性(SGI)測量題項包括4條，如“核心供應商愿意率先針對我司綠色產品創新需求而開展創新”、“核心供應商愿意與我司分享最先進的綠色技術和知識”等。

(4)制造企業綠色產品創新績效測量。參考Chang[24]和潘楚林等[25]的研究，綠色產品創新績效(GPIP)測量題項包括5條，如“我司采用對環境污染最小的原材料開發或設計新產品”、“我司采用對人類健康危害最小的原材料開發或設計新產品”等。

(5)制造企業核心供應商綠色創新性除受到綠色供應商開發的影響外，還可能受到制造企業自身特征的影響。所以，本文選取企業年齡和企業規模作為控制變量。用企業運營時間測量企業年齡，用企業各部門員工總數測量企業規模，控制變量采用5級量表。

4 假設檢驗

4.1 信度與效度分析

本研究主要采用國內外已研究使用過的成熟量表，在設計量表的過程中，綜合供應鏈領域與產品創新管理領域專家和企業高管的意見，在不改變量表題項原有意思的基礎上進行語言上的修改，保證量表具有可靠的內容效度。由表1可知，各變量因子載荷均大于0.6，各潛變量變異解釋度(AVE)均大于0.5，組合信度(CR)均大于0.7，表明量表具有良好的聚合效度。一般認為，各變量的Cronbach's α值在0.7以上說明可靠，根據結果可知，所有量表的Cronbach's α值均不小于0.7，說明本研究回收的問卷具有良好的信度，滿足研究需要。通過驗證性因子分析可知，本研究涉及的各個變量擬合指標都在要求范圍內，表明本研究回收的問卷具有良好建構效度。為驗證區別效度，取各變量平均提取方差值AVE的算數平方根與其它變量相關系數的絕對值進行比較。結果顯示，AVE算數平方根均大于對應相關系數絕對值，表明本研究回收的問卷具有良好的區別效度。

4.2 描述性統計與相關性分析

變量描述性統計和Pearson相關分析結果見表2。由表2可知，直接和間接綠色供應商開發與供應商綠色創新性，供應商綠色創新性與綠色產品創新績效之間存在相關關系，初步驗證了H1a、H1b和H2。同時，各變量相關系數均小于0.6，表明多重共線性問題在可接受范圍內。為進一步驗證相關假設，構建結構方程模型并通過多層回歸分析驗證H1c、H3a、H3b、H4a和H4b。

表1 各變量信效度檢驗結果

續表1 各變量信效度檢驗結果

表2 描述性統計與Pearson相關分析

4.3 主效應檢驗

首先，采用AMOS21軟件構建結構方程模型，將直接綠色供應商開發、間接綠色供應商開發、供應商綠色創新性和綠色新產品創新績效樣本數據引入模型，進而對整體模型進行擬合分析，并驗證主效應。結構方程模型的標準化回歸計算結果如表3所示，模型整體擬合情況如表4所示。

表3 結構方程模型分析結果

表4 結構方程模型擬合情況

由表3和表4可知，結構方程模型的主要擬合指標均達到可接受水平，模型整體擬合良好，直接和間接綠色供應商開發與供應商綠色創新性，以及供應商綠色創新性與綠色產品創新績效之間關系得到驗證，即H1a、H1b、H2成立。

4.4 調節效應檢驗

為了進一步明確各變量之間的關系，在加入企業年齡和企業規模兩個控制變量的基礎上，將供應商綠色創新性作為因變量，分別加入自變量和調節變量及其交互項進行回歸分析，結果如表5所示。本研究對所有變量均采用均值中心化處理，避免多重共線性對研究結果的干擾。

計算分為4步進行，首先在模型1中加入兩個控制變量。其次，在模型2中加入直接綠色供應商開發和間接綠色供應商開發。模型3在模型2的基礎上加入直接綠色供應商開發和間接綠色供應商開發的交互項。最后，為了驗證組織匹配的調節效應，建立模型4-模型7，這些模型分別加入直接綠色供應商開發、間接綠色供應商開發分別與組織兼容、組織互補的交互項。

在模型1中，F值為0.213，表明兩個控制變量對于因變量的解釋效力不顯著。在模型2中，直接綠色供應商開發的標準化回歸系數β=0.217(P<0. 01)，間接綠色供應商開發的標準化回歸系數β=0.323(P<0.001)，F值為10.471，H1a和H1b再次得到驗證。在模型3中直接綠色供應商開發和間接綠色供應商開發交互項的標準化回歸系數β=-0.157(P<0. 05)，F值為9.729，調整后R2為0.184，假設H1c得到驗證。

表5 多層回歸分析結果

在模型4中，加入直接綠色供應商開發與組織兼容的交互項，標準化回歸系數β=0.262 (P<0. 001)，F值為7.946，調整后R2為0.125，假設H3a得證。在模型5中，加入間接綠色供應商開發和組織兼容的交互項，標準化回歸系數β=0.179(P<0. 01)，F值為9.496，調整后R2為0.149，假設H3b得到驗證。在模型6中加入直接綠色供應商開發與組織互補的交互項，標準化回歸系數β=0.281(P<0. 001)，F值為7.728，調整后R2為0.122，假設H4a得證。在模型7中，加入間接綠色供應商開發和組織互補的交互項，標準化回歸系數β=0.042，F值為7.585，調整后R2為0.120，假設H4b未能通過驗證。

最后，為了進一步探析組織兼容對直接綠色供應商開發和間接綠色供應商開發的調節作用，使用Cheng & Huizingh[28]提出的卡方差值檢驗法。

首先，構建總體模型，包括路徑：①直接綠色供應商開發—供應商綠色創新性；②間接綠色供應商開發—供應商綠色創新性；③組織兼容—供應商綠色創新性；④組織互補—供應商綠色創新性；⑤直接綠色供應商開發×間接綠色供應商開發—供應商綠色創新性；⑥直接綠色供應商開發×組織兼容—供應商綠色創新性；⑦間接綠色供應商開發×組織兼容—供應商綠色創新性；⑧直接綠色供應商開發×組織互補—供應商綠色創新性；⑨間接綠色供應商開發×組織互補—供應商綠色創新性。然后，計算該模型的卡方值。

其次，仿照總體模型構建第二個模型，但排除路徑⑥，計算卡方值，得到總體模型與第二個模型的卡方差值787.886。最后，仿照總體模型構建第三個模型，并排除路徑⑦，得到總體模型與第三個模型的卡方差值769.533。比較DGSD×OCT VS IGSD×OCT，Δχ2為18.353，P<0.01。由此可見，相對間接綠色供應商開發而言，供應商組織兼容對直接綠色供應商開發與供應商綠色創新性之間的正向調節作用更強。

4.5 Bootstrap檢驗

主效應檢驗證明了假設H1a、H1b和H2。為確保研究結論的可靠性并探析變量之間的間接效應，采用“拔靴法”，即利用Process的模板4進行基于Bootstrap的間接效應檢驗。如表6所示，直接綠色供應商開發的間接效應點估計值為0.094，95%的置信區間CI=[0.018，0.196]；間接綠色供應商開發的間接效應點估計值為0.117，95%的置信區間CI=[0.047，0.202]，兩者均不包含0。以上結果不僅再次驗證了H1a、H1b和H2，還確證了直接和間接綠色供應商開發均能通過供應商綠色創新性對綠色產品創新績效產生正向作用。

表6 基于 Bootstrap的間接效應檢驗結果

調節效應檢驗證明假設H3a、H3b和H4a成立，為檢驗調節效應的可靠性并探析組織匹配是否能夠通過供應商綠色創新性調節自變量(直接和間接供應商開發)與因變量(制造企業綠色產品創新績效)之間的關系。采用Process的模板7進行基于Bootstrap的被中介的調節作用檢驗，按照均值加減一個標準差，區別低、中、高3種組織兼容和組織互補，檢驗不同條件下的中介效應。

如表7所示，對于直接綠色供應商開發而言，在組織兼容處于中等水平和高水平時，95%的置信區間分別為[0.016, 0.194]和[0.027，0.293]，均不包含0，表明中介作用顯著；而當組織兼容處于低水平時，95%置信區間為[-0.007，0.131]，包含0，中介作用不顯著。對于間接供應商開發而言，在組織兼容處于中、高水平時，95%置信區間分別為[0.033，0.175]和[0.044，0.271]，均不包含0；而當組織兼容的水平較低時，95%的置信區間為[-0.016，0.117]，包含0。以上結果再次驗證了假設H3a和H3b，還確證了組織兼容能夠通過供應商綠色創新性正向調節自變量與因變量間關系。

由表8可知，在組織互補處于更高水平時，直接綠色供應商開發通過供應商綠色創新性對綠色產品創新績效的正向作用更強。低水平、中等水平和高水平組織互補條件下，95%置信區間分別為[0.009，0.143]、[0.013，0.166]和[0.002，0.226]，均不包含0，置信區間逐漸增加。以上結果再次驗證了假設H4a，同時還確證了組織互補能夠通過供應商綠色創新性正向調節直接綠色供應商開發與綠色產品創新績效之間的關系。

表7 基于 Bootstrap的被中介調節作用檢驗結果(1)

表8 基于 Bootstrap的被中介調節作用檢驗結果(2)

5 結果討論

(1)假設H1a(標準化路徑系數β=0.268，T值為3.469，且在0.001的水平上顯著)、H1b(標準化路徑系數β=0.255，T值為4.676，且在0.001的水平上顯著)、H1c(β=-0.157，F=9.729，調整后R2=0.184)、H2(標準化路徑系數β=0.424，T值為4.301，且在0.001的水平上顯著)通過檢驗，同時，相關變量還通過了基于Bootstrap的間接效應檢驗，表明供應商參與綠色產品創新中，制造企業采取直接或間接綠色供應商開發均能通過供應商綠色創新性，對綠色產品創新績效產生顯著正向影響，但不能同時對供應商開展直接綠色供應商開發和間接綠色供應商開發，否則將抵消綠色供應商開發的積極作用。已有研究對綠色供應商開發進行了探討，并指出制造企業通過綠色供應商開發能有效提升供應商績效[6]。本文研究發現，供應商參與綠色產品創新中，制造企業通過綠色供應商開發激發供應商綠色創新性，進而提升綠色產品創新績效的路徑，該路徑為提升供應商參與綠色產品創新效能相關研究提供了新思路。

(2)假設H3a(β=0.262，F=7.946，調整后R2=0.125)、H3b(β=0.179，F=9.496，調整后R2=0.149)通過檢驗，表明供應商參與綠色產品創新中，供應商組織兼容程度越高，綠色供應商開發對供應商綠色創新性的正向作用越大。相對直接綠色供應商開發而言，供應商組織兼容對間接綠色供應商開發的正向作用較弱(Δχ2=18.353，P<0.01)。同時，假設H4a(β=0.281，F=7.728，調整后R2=0.122)通過檢驗，但假設H4b未能通過(β=0.042，F=7.585，調整后R2=0.120)，表明供應商參與綠色產品創新中，供應商組織互補程度越高，直接綠色供應商開發對供應商綠色創新性的正向作用越大，但不能增加間接綠色供應商開發對綠色供應商創新性的正向作用。這是因為，隨著供應商組織互補程度的增加，制造企業與供應商之間的知識和技術距離逐漸增大，此時制造企業通過間接綠色供應商開發，對供應商進行評價考核變得更加困難，因而在一定程度上抵消了組織互補的積極作用。已有研究發現，制造商—供應商產品創新協同中組織兼容作為組織匹配的重要維度之一，能夠直接正向影響產品創新績效[20]。本研究進一步發現，供應商組織兼容和互補對于雙方綠色產品創新協同存在調節作用，而且根據協同創新中制造企業對供應商的具體管理形式，組織兼容和組織互補的調節作用存在明顯差異。該發現豐富和拓展了企業間協同創新理論。

綜上所述，供應商參與綠色產品創新中制造企業綠色產品創新績效的提升策略包括以下兩點：①制造企業可以通過直接或間接綠色供應商開發的方式激發供應商綠色創新性，進而提升綠色產品創新績效，但應盡量避免同時使用直接和間接綠色供應商開發；②雖然制造企業開展供應商參與綠色產品創新時會考慮核心供應商的組織適配程度，但組織匹配分為組織兼容和組織互補兩個維度，不同企業核心供應商的組織適配形式可能存在較大差異。本研究探明了供應商組織適配形式差異對綠色供應商開發實施效果的不同作用。當制造企業核心供應商的組織適配以兼容為主時，企業可以根據實際情況選擇直接綠色供應商開發或間接綠色供應商開發，同等情況下優先考慮直接綠色供應商開發。但當核心供應商的組織適配以互補為主時，由于直接和間接綠色供應商開發不能同時使用，制造企業最好采用直接綠色供應商開發，同時盡量避免使用間接綠色供應商開發。

6 結語

本研究基于供應商參與綠色產品創新的情景，探明了制造企業在不同供應商組織適配條件下，均能有效激發供應商綠色創新性，進而提升綠色產品創新績效的供應商開發策略。提出了制造商—供應商綠色產品創新協同中，制造企業提升綠色產品創新績效的路徑，充實了有關供應商參與綠色產品創新的研究。同時，從組織匹配理論視角，探明了供應商參與綠色產品創新中供應商創新性的開發機制，豐富和拓展了企業間協同創新理論。然而，本研究還存在如下不足：首先，由于單邊數據的局限，只能從制造企業視角探究核心供應商對制造企業組織適配的影響，無法探究制造企業對核心供應商組織適配的影響，未來研究可以通過雙邊數據收集，系統探討制造商—供應商匹配產生的影響；其次，由于樣本回收率偏低，不排除由此導致效度問題的可能，后續研究可通過更精巧的研究設計，保證問卷收集的隨機性和回收率；最后，回收了多個行業數據，但未對行業進行聚類分析，未來可基于特定行業樣本數據開展研究。