供應商交互、創新雙元與企業績效:跨部門協調的作用

王 玉，賈 濤，陳金亮

1 北京工商大學 電商與物流學院，北京100048

2 西安交通大學 管理學院，西安710049

3 中央財經大學 商學院，北京100081

引言

隨著產業技術變革的深入，企業內部知識不足以維系其生存和發展，獲取外部知識愈加重要［1］。組織之間交互是企業獲取外部知識的有效渠道［2－3］，供應商是企業最重要的外部知識源［4］，通過供應商交互，企業能獲取有價值的供應商知識。例如，豐田與供應商保持著密切的交互慣例［5］，吉利引入供應商知識設計新的汽車模型［6－7］。因此，研究供應商交互具有重要的現實意義。

已有研究表明供應商交互有利于企業之間的知識轉移和知識創造，能夠增加企業內部知識的數量和多樣性，從而直接促進企業績效的提升［3］。根據已有關于創新價值鏈的研究，供應商知識可以通過創新活動的加工、轉化，間接促進企業績效的提升［8］。然而，鮮有研究分析供應商交互通過創新活動對企業績效的間接影響。通過同時開展開發式創新和探索式創新，有助于企業優化已有的并配置全新的資源和能力，并在研究中被視為銜接組織活動與企業績效的重要中間過程［9－10］。因此，本研究試圖通過分析創新雙元對供應商知識的加工作用，探究供應商交互通過創新雙元的中介對企業績效的間接影響。

企業間組織機制只有與企業內組織機制相匹配，才能有效發揮作用［11］。供應商交互作為企業之間界面管理組織機制，還需得到企業內界面管理組織機制的支持，以實現對供應商知識的利用和加工。研究表明，跨部門協調是企業內知識共享的重要組織機制［12］。因此，本研究將跨部門協調作為調節變量，揭示供應商交互與企業績效內在聯系的邊界條件，以期為供應鏈創新管理提供理論借鑒和實踐指導。

1 相關研究評述

1.1 供應商交互與企業績效的關系

供應商交互最早由產業營銷學派的學者以定性方法進行研究［13］，是指企業與供應商之間進行交換、適應和協調的關系構建過程［14－15］。根據企業之間的交互形式，供應商交互分為交易交互和合作交互［16］。本研究主要關注以長期關系為導向的合作型供應商交互，有利于企業與供應商之間的知識轉移和知識創造［3］。

已有研究分析了供應商交互對企業績效的直接影響。供應商交互能夠促進企業之間的資源整合和活動協調，有利于提高企業的經濟績效并挖掘其發展潛力［17］。VACHON et al.［16］認為企業與供應商的合作交互能夠提高企業的應變能力、物流管理能力和成本縮減能力，有利于提升企業績效; STEWART et al.［18］認為供應商交互活動意味著企業之間的資源承諾，體現為企業的競爭能力和競爭優勢，從而促進企業績效。此外，供應商交互可能對企業績效產生負面影響。有研究表明供應商交互伴隨有不可預測的信息變化，增加了企業決策過程和結果的復雜性［19］。考慮到企業之間差異化的組織慣例和知識庫，供應商交互容易形成關系沖突，增加任務對接的不確定性［20］。

綜上所述，關于供應商交互對企業績效的影響存在不一致的研究結論，盡管大部分研究肯定了供應商交互對企業績效的直接促進作用，但也有研究認為供應商交互伴隨有更多的復雜性和不確定性。然而，鮮有研究分析供應商交互對企業績效作用的內在機理及其邊界條件。

1.2 供應商交互與創新雙元之間的關系

根據是否局限于已有技術、產品和服務，以及是否服務于當前客戶或市場部門，已有研究將創新劃分為開發式創新和探索式創新［21］。具體地，開發式創新是企業依賴現有的知識和技術軌跡，為滿足當前的客戶需求進行的創新活動; 探索式創新是企業依賴新的知識或背離已有技術軌跡，為服務新興市場進行的創新活動。已有研究大都將開發式創新和探索式創新看做兩個獨立的活動，因此企業可以同時從事兩類創新活動，即創新雙元［10］。

已有研究分析了供應商交互對創新活動的直接影響。供應商交互有利于企業改進已有的并創建新的技術軌跡，從而促進創新雙元［22］。基于關系觀，LEISCHNIG et al.［23］將 交 互 質 量 概 念 化 為 關 系 特 定 資產，認為交互質量有利于企業之間技術信息的交流和交換，從而促進企業開展創新活動。基于組織學習理論，盛偉忠等［24］發現企業之間的互動學習有利于創新能力的提升，包括機會識別、創新實現和商業化; H?KANSSON［13］認為供應商交互有利于企業之間分享技術和商業信息，從而改善已有產品和創造全新產品，體現為對創新雙元的促進作用。

綜上所述，已有研究肯定了供應商交互對創新雙元的促進作用。鑒于供應商交互和創新雙元對企業績效的直接影響，以及創新雙元的中介角色，創新雙元對供應商交互與企業績效之間關系的中介作用有待于進一步研究。

1.3 跨部門協調的作用

跨部門協調是指企業內各職能部門之間進行交流和合作的密切程度，從而協調使用各部門的知識資源，為目標客戶創造超額價值［12，25］。跨部門協調不僅能夠促進部門之間的知識共享［26］，而且能有效調動各部門的技術能力［27］，有利于企業實現創新和改善績效［28］。

關于跨部門協調的已有研究存在不一致的觀點。一方面，跨部門協調通過促進部門之間的知識共享和技術支持，有利于企業識別、內化和應用外部伙伴有價值的知識［29］。當企業具有完備的內部系統和能力實現部門之間知識共享時，有理由認為企業同樣有能力實現對外部知識的吸收［30］，體現為企業對外部知識的利用和加工能力。CRUZ－GONZáLEZ et al.［31］認為跨部門協調能夠提高企業對外部知識的吸收能力，因而正向調節供應鏈知識獲取與新產品開發的關系。另一方面，跨部門協調通過部門之間的知識共享和技術支持，有利于企業獲取沉淀于各部門的內部知識，從而對外部知識產生替代效應，減弱了企業對外部知識的利用和加工動機［32］。SILVA et al.［26］將跨部門協調的負向調節作用歸因于企業內各部門之間的強聯結，增強了企業的非我所創綜合癥，妨礙企業接納外部知識以及開展相應的創新活動。

綜上所述，已有研究分別從能力和動機的視角驗證跨部門協調的正向調節作用和負向調節作用，但從動機視角對跨部門協調的分析比較薄弱。考慮到跨部門協調對創新過程的不同階段具有差異化影響［33］，并且整合能力視角與動機視角，跨部門協調對供應商交互與企業績效、供應商交互與創新雙元以及創新雙元與企業績效關系的差異化調節作用有待進一步研究。

1.4 非我所創綜合癥

跨部門協調通過增強企業內各部門之間的聯結強度，在企業內形成更強的內群體偏差，使企業對內部知識比對外部知識具有更高的估值，因此，企業更偏愛于內部知識并對外部知識產生抵制，增強了企業的非我所創綜合癥［26，34］。非我所創綜合癥是指企業對外部知識產生抵制的消極態度，企業認為其內部已具備相關領域的壟斷性知識，從而有偏見地低估外部知識的價值，認為外部知識不會形成更有效的解決方案或不適用于企業內部的特定問題［32，35］。典型地，索尼公司的非我所創綜合癥使其錯失了互聯網和數碼時代初期的發展機遇。

已有研究認為非我所創綜合癥是企業內部，尤其是研發部門普遍存在的對外部知識的抵制傾向［35］。ANTONS et al.［32］打 開 了 非 我 所 創 綜 合 癥 的 黑箱，對其驅動因素、內在態度和行為結果進行了系統分析，并從企業內部員工態度的自我防御、價值表現、社會調適、知識和功利功能解釋了非我所創綜合癥 的 成 因; BURCHARTH et al.［36］認 為 非 我 所 創 綜 合 癥在開放式創新實踐過程中尤為突出，通過在企業內部形成選擇性態度效應，抑制了企業開展流入型創新活動。有研究基于動機的視角認為非我所創綜合癥抑制企業之間的知識分享動機，從而抑制企業之間 的 知 識 分 享 行 為［37］。LAURSEN et al.［38］認 為 企 業內部的研發強度雖然提高了企業對外部知識的吸收能力，但通過增強企業的非我所創綜合癥，抑制了企業對外部知識的吸收動機，最終表現為對外部知識源使用效果的負向調節作用。因此，本研究基于企業的非我所創綜合癥，從動機視角分析跨部門協調的調節作用。

2 理論分析和研究假設

2.1概念模型

通過梳理供應商交互的相關研究，發現供應商交互有利于獲取有價值的供應商知識，對企業績效和創新雙元具有直接影響。從創新價值鏈視角出發，供應商交互隸屬于知識獲取階段，而企業績效隸屬于知識產出階段，因此供應商交互可以通過創新活動的知識加工過程，間接促進企業績效［8］。創新雙元被視為企業內重要的中間過程，對知識轉移、學習能力和商業模式等與企業績效之間的關系具有顯著 的 中 介 作 用［9－10，39］。據 此，本 研 究 將 創 新 雙 元 作為中介變量，分析供應商交互通過創新雙元對企業績效的間接影響。

供應商交互作為企業之間界面管理的組織機制，需要與企業內各部門之間界面管理的組織機制相匹配，以實現對供應商知識的有效利用和加工［11］。跨部門協調是企業內知識共享的重要組織機制［12，40］，對 企 業 之 間 合 作 效 果 具 有 顯 著 的 調 節 作用［26］。據此，本研究引入跨部門協調作為調節變量，分析其對供應商交互與企業績效、供應商交互與創新雙元以及創新雙元與企業績效關系的調節作用。本研究的概念模型見圖1。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual Model

2.2供應商交互對創新雙元和企業績效的影響

根據知識觀，企業是擁有知識以及創造和應用知識的實體，異質性的知識是企業競爭優勢的重要來源［40］。NK 模型主要通過分析系統內部元素之間的相互作用研究系統的演化規律，并逐漸被應用到知識和創新管理領域［41］。基于NK 模型視角，知識要素的數量(N)和知識要素的多樣性(K)決定了知識組合的價值［42］。盛偉忠等［24］提出互動學習是企業與外部知識聯結的互動性認知過程，也是企業識別和利用外部知識的過程。在供應商交互的過程中，企業不僅能夠實現對供應商已有知識的轉移，而且能夠與供應商共同創造全新的知識［3］。

具體地，一方面，通過供應商交互，企業能夠轉移供應商已有的知識，該知識集通常與企業內部知識庫具有很大程度的相關性，故而能對企業內部知識起到補充作用，同時有利于實現更大規模的知識轉移，能顯著增加制造商企業內部的知識數量，也就是知識要素的數量增加［43］。另一方面，通過供應商交互，企業能夠與供應商共同創造全新的知識，該知識集通常與企業內部掌握的知識庫具有顯著的差異，故而能對企業內部知識起到互補作用，盡管具有一定的規模限制，但是能顯著增加制造商企業內部知識的多樣性，也就是知識要素的多樣性增加［43］。基于知識觀并結合NK 模型，企業內部知識數量和多樣性的增加，有利于形成更多且更有價值的知識組合，進而提升企業績效［42］。因此，本研究提出假設。

H1供應商交互對企業績效具有正向促進作用。

知識觀強調創新涉及多領域且互補知識的整合，企業需要通過知識整合和再整合的加工過程，進而實現創新［44－45］。創新雙元指企業同時從事開發式創新和探索式創新，并且兩種創新活動都保持在較高水平，因而是創新活動的一種存在形式［10］。本研究旨在分析企業對通過供應商交互所獲取的供應商知識進行整合的知識加工過程，進而促進創新雙元的實現。

企業通過供應商交互獲取的供應商知識要素，需要經過知識整合機制的加工，形成更具競爭力的現實產品［46］。由于轉移和創造的供應商知識要素可能屬于或超出企業當前的經驗范疇，因此需要改進性和創 造 性 的知 識 整合 機 制［47－48］。具 體 地，一 方面，企業對于本身熟悉的知識要素，更傾向于選擇其有經驗的知識整合機制，通過改進已有的知識整合機制，更有效率地實現對供應商知識的加工，促進開發式創新［49］。另一方面，對于超出經驗范疇的知識要素，已有的知識整合機制并不總是適用，企業不得不創建全新的知識整合機制，更有效地實現對供應商知識的加工，促進探索式創新［49］。

綜上所述，通過供應商交互所獲取的供應商知識，能夠驅動企業對知識整合機制的改進和創建，實現對供應商知識的有效率且有效果的知識加工，同時促進開發式創新和探索式創新。因此，本研究提出假設。

H2供應商交互對創新雙元具有正向促進作用。

(1)創新價值鏈的創新過程包括知識獲取、知識加工和知識產出3 個順序的子階段［8］，體現為由抽象創意到現實產品的鏈式增值過程。盛偉忠等［24］從機會識別、創新實現和商業化理解創新能力。因此，本研究認為供應商交互為企業構建了多元化的知識獲取渠道，使供應商知識能更順暢地輸入到企業內部，體現為企業機會識別能力的提升［3］。

(2)通過供應商交互所獲取的知識要素，需要經過與企業內部的知識進行整合的知識加工過程，形成更有價值的現實產品［45］。該過程既可以是基于已有技術軌跡的經驗式知識加工過程，將改進的知識與有經驗的知識要素進行整合，即開發式創新; 也可以是背離已有技術軌跡的啟發式知識加工過程，將創建的知識與經驗外的知識要素進行整合，即探索式創新。總體上體現為企業創新雙元實現能力的提升［28］。

(3)開發式創新通過提高企業的運作效率和規模經濟形成低成本優勢，探索式創新通過激發當前市場中的新需求和創造全新的需求市場形成差異化優勢。因此，創新雙元有利于企業滿足當前的市場需求和新興的市場需求，促進供應商知識的有效產出，提高企業績效，體現為企業商業化能力的提升［2］。

綜上所述，創新雙元以知識加工過程或創新實現能力的角色，對供應商交互與企業績效之間的關系具有中介作用。因此，本研究提出假設。

H3創新雙元對供應商交互與企業績效之間的關系具有中介作用。

2.3 跨部門協調的調節作用

供應商交互對企業績效的直接影響主要是通過供應商交互獲取的更多數量和更多樣的知識要素，以實現對供應商知識的利用。基于吸收能力視角，企業需要識別有價值的供應商知識，將供應商知識散播到企業內各職能部門，最終通過形成有價值的知識組合提升企業績效［7］。企業的跨部門協調能夠實現各部門之間的交流和合作，有利于對供應商知識的識別、內化和組合，提高了企業對供應商知識的利 用 能 力［30，50］。

跨部門協調通過增強企業內部門之間的聯結強度，形成更強的內群體偏差，使企業更傾向于對內部知識要素的數量和多樣性具有更高的估值［34］，同時跨部門協調通過促進部門之間的知識共享，更能實現企業獲取更多數量且更多樣的內部知識［29］，形成更高的本地知識搜索傾向。根據稟賦效應，企業為獲得更高的社會聲譽，會更偏向于直接利用內部知識資產提升企業績效［32］，這加劇了企業的非我所創綜合癥，認為企業內部已經掌握所有有價值的知識要素，搜索和獲取外部知識只會導致額外成本和知識冗余，從而拒絕接受來自外部的知識和觀點，相應地，企業直接利用外部知識的動機減弱［38］。

總體上，企業對供應商知識的利用行為依賴于利用機會、利用能力和利用動機的共同作用，任何一個方面受到抑制都會導致低水平的利用行為［37］。通過供應商交互，企業獲取了更多數量、更多樣的供應商知識要素，增加了企業直接利用供應商知識資產提高企業績效的機會，盡管跨部門協調促進了企業對供應商知識的利用能力，但同時形成了更高的本地知識搜索傾向，抑制了企業對供應商知識的利用動機。已有研究認為，動機比能力對企業行為具有更顯著的影響［51－52］，而且在機會和能力等實際控制條件充分的情況下，動機對行為具有直接決定作用［53］。因此，跨部門協調抑制企業對供應商知識的直接利用行為，使更多數量、更多樣的供應商知識要素不能直接貢獻于企業績效，相應地，本研究提出假設。

H4a跨部門協調負向調節供應商交互與企業績效的關系。

供應商交互對創新雙元的促進作用是通過供應商交互所驅動的改進式和創造式的知識整合機制，以形成相匹配的知識架構，實現對供應商知識要素的加工。基于吸收能力視角，企業需要識別適于加工的供應商知識要素，改進或創建知識整合機制，以形成相匹配的知識架構，最終實現對供應商知識有效率、有效果的加工行為［30］。跨部門協調能促進企業調取和使用各部門的技術知識和能力，有利于提高企業對領域內和跨領域供應商知識的加工能力，促進創新雙元的實現［29］。

跨部門協調通過增強企業內部門之間的聯結強度，容易形成更強的內群體偏差，使企業更傾向于對已有知識整合機制的加工潛力具有更高的估值［34］，同時跨部門協調通過對已有知識整合機制的重復使用提供全方位的技術支持［29］，容易在組織內部形成更強的組織慣性。根據稟賦效應，企業為了獲取更高的社會認同，更偏向依賴已有的知識整合機制對內部知識進行加工轉化，從而加劇企業的非我所創綜合癥［32］，認為已有的知識整合機制足以完成企業面臨的知識加工任務，極大地阻礙了知識整合機制的改進和創建，減弱了企業對供應商知識的加工動機。

總體上，企業對供應商知識的加工行為依賴于加工機會、加工能力和加工動機的共同作用，任何一個方面受到抑制都會導致低水平的加工行為［37］。企業通過供應商交互所獲取的供應商知識要素，要求企業改進和創建已有的知識整合機制以形成相匹配的知識架構，這為企業提供了知識加工機會。盡管跨部門協調提高了企業對供應商知識的加工能力，但也形成了更高的組織慣性，阻礙了知識整合機制的改進、創建和知識架構的形成，從而抑制了企業對供應商知識的加工動機。基于此，跨部門協調抑制企業對供應商知識的加工行為，使企業無法形成與供應商知識所匹配的知識架構，削弱了對供應商知識的加工效率和效果。因此，本研究提出假設。

H4b跨部門協調負向調節供應商交互與創新雙元之間的關系。

創新雙元對企業績效的促進作用是通過滿足當前市場需求和新興的市場需求實現知識產出的過程，體現為創新雙元的商業化［54］。跨部門協調有利于部門之間信息共享和協作，因而有助于企業把握市場需求并提高顧客滿意度［27］。具體地，跨部門協調能夠打破部門之間障礙，更容易實現規模經濟，以滿足當前市場的客戶需求。同時跨部門協調能夠整合各部門想法，更容易激發創意的火花，滿足新興市場的客戶需求。因此，跨部門協調提高了企業的商業化能力。

企業通過供應商交互獲取的供應商知識經過創新雙元的加工和轉化，與企業內部知識共同嵌入到開發式創新和探索式創新成果中，成為具有企業內部特征的現實產品。而跨部門協調增強的非我所創綜合癥主要是抵制對具有外部性的供應商知識的利用和加工，因而不會減弱甚至會促進企業對具有內部特征的創新雙元進行商業化的動機。

總體上，企業的商業化行為依賴于相應的商業化機會、能力和動機的共同作用。通過供應商交互實現的創新雙元為企業提供了商業化機會，跨部門協調促進了企業對創新雙元的商業化能力，同時不減弱其對創新雙元進行商業化的動機。因此，跨部門協調有利于企業實現創新雙元的商業化，促進創新雙元對績效的影響，相應地，本研究提出假設。

H4c跨部門協調正向調節創新雙元與企業績效之間的關系。

3 研究方法

3.1 樣本選擇和數據收集

本研究的調研數據源自中國珠三角東莞地區的港資制造企業，港資制造企業以原始設備制造商的角色嵌入到全球價值鏈中，面臨著成本競爭和技術挑戰的雙重壓力。隨著各國深化產業變革，同時中國的要素成本上升，環境承載力接近極限，港資制造企業需要創新求變，既要實施開發式創新保持低成本優勢，又要實施探索式創新獲得差異化優勢，以逐漸實現向品牌優勢和技術優勢的滲透和升級。因此，本研究選取中國珠三角東莞地區的港資制造企業作為調研對象。

在數據收集過程中，本研究得到東莞市政府和東莞外商投資協會的支持和幫助。收集問卷的起止時間為2011 年10 月至2012 年底，分別以紙質版、電子版和傳真3 種形式發放問卷330 份，收回289 份，問卷回收率為87.576%。剔除沒有認真填寫、欺騙填寫、內容缺失嚴重和非制造企業的無效問卷，為了確保填寫問卷的人員全面了解企業情況，進一步剔除基層領導和其他人員填寫的問卷，最終得到144 份有效問卷，用于本研究的數據分析和假設檢驗，問卷有效率為43.636%。截至收回問卷的時間點，所有填寫問卷的人在其所屬企業的平均任職年限為9.3 年，且大多數人在現任職位工作年限超過3 年，文化程度主要集中在高中、大專和本科。這些數據表明填寫問卷的人對企業的發展歷程和戰略實施有較為充分的了解，且具備理解和填寫問卷的基本素養［44］。本研究分別從企業規模、年銷售額、行業類型和現任職務對樣本數據進行描述性統計，結果見表1。

表1 樣本的描述性統計結果Table 1 Descriptive Statistics Results of Samples

3.2 問卷設計和變量測量

本研究對變量的測量盡可能參照并借鑒已有研究中廣泛使用的成熟量表，對于英文量表通過正譯－ 回譯方法以確保概念的一致性和表達的通俗性。完成量表設計后，由兩名相關領域的企業家對量表的內容效度進行評估，并據此對題項表述進行微調。在大規模數據收集前，選取30 家港資制造企業對量表進行試驗，初步證實量表的信度和效度水平。

①借 鑒VACHON et al.［16］測 量 企 業 間 合 作 交 互 的量表，采用其中的4 個題項測量供應商交互程度。問卷填寫人根據其所在企業與供應商的交互情況，對供應商在提供產品和服務時，企業與該供應商進行交互的相關描述的同意程度作出評判。②對創新雙元 的 測 量，首 先，借 鑒JANSEN et al.［21］測 量 開 發 式 創新和探索式創新的量表，采用其中6 個題項測量開發式創新，采用6 個題項測量探索式創新; 其次，運用求和模型測量創新雙元的最終值。這種相加的測量方式能很好地體現雙元的概念內涵，并能客觀地反映兩者相互增強和相互競爭的平衡關系［55］。③采用NARVER et al.［25］的 跨 部 門 協 調 量 表，用5 個 題 項 測量跨部門協調。問卷填寫人根據其所在企業的戰略全局經營情況，對企業在經營過程中注重跨部門協調的相關描述的同意程度作出評判。針對以上概念，測量問卷采用Likert 5 點評分法，1 為非常不同意，5 為 非 常 同 意。④采 用LI et al.［56］的 企 業 績 效 量表，用5 個題項測量企業績效。采用Likert 7 點評分法進行測量，1 為非常差，7 為非常好。對以上變量運用不同的測量標準能夠在一定程度上緩解共同方法偏差問題。

本研究將競爭強度、研發強度、企業年齡和企業規模作為控制變量。競爭強度表明企業所處市場環境的競爭激烈程度，影響企業的創新意愿和創新成果 的 商 業 化 過 程，本 研 究 借 鑒JAWORSKI et al.［57］的 量表測量競爭強度，共4 個題項。采用Likert 5 點評分法，1 為非常不同意，5 為非常同意。已有研究認為研發強度對企業開發式創新、探索式創新和創新績效均有影響，本研究采用企業上一年的研發投入與當年營業收入的比值測量研發強度［58－59］。企業年齡反映企業內部的協調能力和組織慣性的僵化程度，本研究采用企業成立到被調研時的持續經營年限測量企業年齡。企業規模反映企業的資源冗余程度，影響其議價能力和創新投入，本研究采用員工數量測量企業規模。為了緩解數據偏差的影響，對企業規模和企業年齡數據進行對數轉換［2］。所有潛變量的測量題項見表2。

表2 變量測量和驗證性因子分析結果Table 2 Results for Variable Measurement and Confirmatory Factor Analysis

4 實證結果和分析

4.1 相關分析和偏差檢驗

運用Amos 21 對本研究的測量模型進行驗證性因子分析，結果表明本研究的測量模型擬合度良好=1.787，CFI= 0.913，TLI= 0.901，IFI= 0.914，RMSEA=0.074。本研究使用Spss 21.0 對涉及的所有變量進行相關性分析，變量的均值、標準差和相關系數矩陣見表3。由表3 可知，供應商交互、開發式創新、探索式創新和跨部門協調之間存在一定程度的相關性，為后續的回歸分析奠定了基礎。所有變量之間的相關系數均小于閾值0.700，表明不存在嚴重的共線性問題。方差膨脹因子值遠小于閾值10，表明研究結果不會受到多重共線性的顯著干擾。

表3 描述性統計結果和相關系數Table 3 Descriptive Statistics Results and Correlation Coefficients

由于問卷收集過程中每個企業僅收取一份問卷，因此需要檢驗共同方法偏差。檢驗步驟如下: ①使用Harman 單因素分析，對本研究用于測量潛變量的所有題項進行主成分分析，輸出未旋轉的因子解，最終共提取出6 個特征根大于1 的因子，累計解釋方差為74.091%，第一個因子的解釋方差為34.605%，低于閾值50%。②刪除測量模型的潛變量因子，并使所有指標測量同一個新增的共同因子，形成單因子模型，該模型的擬合指數為= 5.542，CFI = 0.474，TLI = 0.429，IFI = 0.479，RMSEA = 0.178，表明單因子模型的擬合效果不在可接受范圍內。③在測量模型的基礎上，新增一個方法因子指向所有指標，形成方

為了檢驗無響應偏差，本研究通過配對樣本t 檢驗，將問卷按照收回時間進行排序，比較前10%與后10%收回的兩組問卷之間企業員工數量的差異［48］。結果表明兩組之間沒有顯著的相關性，r = 0.066，p =0.816; 且不存在顯著差異，p = 0.456，大于0.100。因此，本研究的分析結果不受無響應偏差的顯著影響。

4.2 信度和效度檢驗

為了檢驗量表的信度，本研究采用Cronbach's α指標和組合信度( CR) 指標。各個變量的α 值在0.766～0.938 之 間，大 于0.700 的 閾 值; CR 值 處 于0.775 ～0.938范圍內，大于0.700 的閾值。表明變量具有可接受的信度水平。為了檢驗量表的聚合效度，本研究采用平均抽取方差值( AVE) 指標，除競爭強度的AVE值 略低 于0.500，其他 變 量 的AVE 值 均 大 于0.500 的 閾值，表明變量具有可接受的聚合效度。由表3 可知，每個變量的AVE 值的平方根均大于該變量與其他變量的相關系數，并且每個題項的因子載荷大于相應的交叉載荷且差值超過0.200，表明變量之間具有很好的區分效度。

4.3 假設檢驗

本研究基于Spss 21.0 使用層次回歸分析法檢驗H1和H2，結果見表4。由表4 可知，該回歸共包括兩組共計6 個回歸模型，模型1 ～模型4 以企業績效為因變量，模型1為僅包括控制變量的基準模型，模型2和模型3 分別在模型1 的基礎上引入供應商交互和創新雙元，模型4 同時引入供應商交互和創新雙元。模型2 的結果表明，供應商交互與企業績效具有邊際顯著的正向關系，β = 0.171，p ＜0.100 ，H1得到驗證。模型5 和模型6 以創新雙元為因變量，模型5 為僅包括控制變量的基準模型，模型6 在模型5 的基礎上引入供應商交互。模型6 的結果表明，供應商交互與創新雙元具有顯著的正向關系，β = 0.626，p ＜0.010 ，H2得到驗證。

表4 層次回歸分析結果Table 4 Hieratical Regression Analysis Results

本研究基于Spss 的Process 3.0，使用Bootstrapping 回歸方法檢驗H3、H4a、H4b和H4c，樣本量設置為5 000，置信度設置為95%。H3的檢驗是基于Process 模型4［60］，結果表明，創新雙元對供應商交互與企業績效的關系具有顯著的中介作用，β =0.164，95%置信區間為［0.067，0.286］，H3得到驗證。

H4a～H4c的 檢 驗 是 基 于Process 模 型59［60］，為 了 得到更容易解釋的回歸結果，回歸過程中對供應商交互、創新雙元和跨部門協調進行中心化處理，回歸結果見表5。以企業績效為因變量，自變量包括供應商交互、創新雙元、跨部門協調以及跨部門協調與供應商交互和創新雙元的交互項，旨在檢驗H4a和H4c; 以創新雙元為因變量，自變量包括供應商交互、跨部門協調以及跨部門協調與供應商交互的交互項，旨在檢驗H4b。由表5可知，跨部門協調與供應商交互的交互項與企業績效呈邊際顯著的負向關系，β =－0.144，p= 0.073，95% 置信區間為［－0.302，0.014］，90%置信區間為［－0.278，－0.013］，H4a得到驗證。跨部門協調與供應商交互的交互項與創新雙元呈顯著的負向關系，β =－0.215，p = 0.035，95%置信區間為［－0.414，－0.015］，H4b得到驗證。跨部門協調與創新雙元的交互項與企業績效呈顯著的正向關系，β = 0.089，p =0.042，95%置信區間為［0.003，0.174］，H4c得到驗證。

表5 調節效應的回歸分析結果Table 5 Regression Analysis Results for the Moderating Effects

在不同水平的跨部門協調下，各個路徑的比較分析可對H4a～H4c進行進一步驗證。用均值加減標準差代表跨部門協調水平的高低，由表5 可知，當跨部門協調處于低水平，供應商交互對企業績效的影響為正但不顯著，β = 0.108，p = 0.388，95% 置信區間為［－0.139，0.355］; 當跨部門協調處于高水平，供應商交互對企業績效的影響為負并接近顯著，β =－0.208，p = 0.140，95%置信區間為［－0.485，0.069］。表明跨部門協調削弱了供應商交互與企業績效的正向關系。當跨部門協調處于低水平，創新雙元對企業 績 效 的 影 響 為 正 但 不 顯 著，β = 0.121，p = 0.133，95% 置信區間為［－0.037，0.278］; 當跨部門協調處于高水平，創新雙元對企業績效的影響顯著為正，β =0.315，p =0.00002，95%置信區間為［0.172，0.458］。表明跨部門協調增強了創新雙元與企業績效的正向關系。當跨部門協調處于低水平，供應商交互對創新雙元的影響顯著為正，β = 0.582，p =0.0004，95%置信區間為［0.261，0.904］; 當跨部門協調處于高水平，供應商交互對創新雙元的影響為正但不顯著，β =0.111，p=0.569，95%置信區間為［－0.274，0.496］。表明跨部門協調削弱了供應商交互與創新雙元的正向關系。以上分析結果再次驗證H4a～H4c。

為了更直觀地表達跨部門協調的調節作用，本研究繪制調節效應交互圖，見圖2。由于回歸分析中對創新雙元進行了中心化處理，為了保持交互圖的一致性，在圖2( b) 的繪制過程中對中心化的創新雙元進行還原處理。由圖2( a) 可知，隨著跨部門協調由低值變為高值，供應商交互與企業績效的關系斜率由正向變為負向，表明跨部門協調削弱了供應商交互與企業績效的正向關系，H4a得到驗證; 由圖2( b)可知，隨著跨部門協調由低值變為高值，供應商交互與創新雙元的關系斜率均為正向，但傾斜程度降低，表明跨部門協調削弱了供應商交互與創新雙元的正向關系，H4b得到驗證; 由圖2( c)可知，隨著跨部門協調由低值變為高值，創新雙元與企業績效的關系斜率均為正向且傾斜程度增加，表明跨部門協調增強了創新雙元與企業績效的正向關系，H4c得到驗證。

圖2 跨部門協調的調節效應Figure 2 Moderating Effects of Interfunctional Coordination

5 結論

5.1 研究結果

本研究分析了供應商交互、創新雙元與企業績效的關系，并進一步探究跨部門協調的調節作用，通過問卷數據，對提出的假設進行實證檢驗，研究結果如下。

(1)供應商交互對企業績效具有直接促進作用。結合NK 模型，企業通過與供應商進行密切的交互活動，能夠獲得更多數量且更多樣的知識要素，從而提高企業的績效水平。

(2)供應商交互通過創新雙元對企業績效具有間接促進作用。從創新價值鏈視角出發，創新雙元作為知識加工過程，能夠將通過供應商交互獲取的知識要素轉化為具有競爭力的現實產品，進而通過商業化過程滿足當前的市場需求和新興的市場需求，有利于企業的生存和發展。

(3)跨部門協調負向調節供應商交互與企業績效之間的關系。盡管跨部門協調有利于提高企業對供應商知識的利用能力，但跨部門協調同時促進了企業對內部知識的獲取，使企業更偏向利用內部知識提高企業績效，增強了企業的非我所創綜合癥，減弱了對供應商知識的利用動機。因此，供應商交互對企業績效的影響受到跨部門協調的阻礙。

(4)跨部門協調負向調節供應商交互與創新雙元之間的關系。盡管跨部門協調能夠更有效地調動各部門的技術知識和能力，有助于企業改進并創建知識整合機制，提高企業對供應商知識的加工能力，但是跨部門協調同時促進了企業對內部知識的獲取，使企業偏向使用已有的知識整合機制實現對內部知識的加工，增強了企業的非我所創綜合癥，減弱了對供應商知識的加工動機。因此，供應商交互與創新雙元之間的關系受到跨部門協調的抑制。

(5)跨部門協調正向調節創新雙元與企業績效之間的關系。跨部門協調能促進部門之間的信息共享和協作，使創新雙元更好地滿足當前的市場需求和新興的市場需求，提高了企業的商業化能力。同時，通過供應商交互獲取的知識要素經過創新雙元的加工過程，已經轉化為企業內部的產品資源。因此，跨部門協調增強的非我所創綜合癥不會抑制甚至會促進企業對創新雙元的商業化動機，從而增強創新雙元對企業績效的影響。

5.2 理論貢獻

(1)本研究發現供應商交互通過創新雙元對企業績效具有間接促進作用，進一步肯定了創新雙元的知識加工作用，并拓展到以供應商交互為前提的研究范疇［9］。已有研究分析了供應商交互對企業績效和創新雙元的影響，但主要關注直接關系，甚少涉及供應商交互通過創新雙元對企業績效的間接影響。本研究基于創新價值鏈視角，以供應商交互作為獲取供應商知識的渠道，通過創新雙元將供應商知識加工轉化為有競爭力的產品資源，為企業帶來持久的競爭優勢。不僅整合了供應商交互的實現創新和改善績效的有關研究，而且為知識獲取－ 知識加工－ 知識產出的創新價值鏈框架提供了實證支持［8］，闡明了供應商交互對企業績效的作用機理。

(2)本研究發現跨部門協調負向調節供應商交互與企業績效之間的關系。已有研究主要從能力視角分析跨部門協調與企業之間合作的協同和替代效應［27，31］，特 別 地，SILVA et al.［26］將 跨 部 門 協 調 的 負 向調節作用歸因于與動機相關的非我所創綜合癥。本研究同時從能力和動機視角分析，認為跨部門協調雖然提高了企業對供應商知識的利用能力，但同時減弱了企業對供應商知識的利用動機，最終表現為跨部門協調對供應商交互與企業績效的關系具有負向調節作用。闡明了供應商交互對企業績效的直接影響的邊界條件，有利于調和供應商交互的相關研究的不一致性，即供應商交互對企業績效的直接作用，受到企業內部的跨部門協調水平的調節，從而呈現正向或負向的影響。

(3)本研究發現跨部門協調負向調節供應商交互與創新雙元的關系，同時正向調節創新雙元與企業績效之間的關系。已有研究發現跨部門協調對創新過程的不同階段具有差異化的影響，但局限于直接關系的論證和檢驗［33］。本研究同時從能力和動機視角分析，認為跨部門協調提高了企業對供應商知識的加工能力，但減弱了對供應商知識的加工動機，最終呈現負向調節作用。同理，跨部門協調提高了企業對創新雙元的商業化能力，同時沒有減弱對創新雙元的商業化動機，最終呈現正向調節作用。簡言之，跨部門協調對創新價值鏈的不同階段具有相反方向的調節作用，闡明了供應商交互通過創新雙元對企業績效的間接影響的邊界條件，同時證實了跨部門協調的雙刃性及其對創新價值鏈不同階段的差異化調節作用。

5.3 管理啟示

本研究為企業實踐者更科學地配置和管理創新雙元和跨部門協調，充分發揮供應商交互對企業績效的促進作用提供了實踐啟示。

(1)供應商交互對企業績效具有直接促進作用。供應商是企業最重要的外部知識源，為了克服企業內部知識的數量和多樣性的局限，企業需要關注并投資與供應商的關系構建，通過供應商交互，既可以轉移供應商已有的知識，也可以與供應商共同創造全新的知識，從而豐富企業內部知識庫，進而提升企業績效。

(2)供應商交互通過創新雙元對企業績效具有間接促進作用。在供應商交互過程中，企業不僅要致力于對供應商知識的利用，而且要注重對供應商知識的加工轉化，通過創造性地改進和創建知識整合機制，將供應商知識加工轉化為更有競爭力的現實產品，并通過創新雙元的商業化滿足于當前市場和新興市場的客戶需求，進而促進企業績效。

(3)盡管供應商交互對企業績效和創新雙元具有促進作用，但跨部門協調作為部門之間知識共享的組織機制，在提高企業對供應商知識的利用和加工能力的同時，也減弱了企業對供應商知識的利用和加工動機。為了更好地發揮供應商交互的價值，企業需要采取相應的措施激勵員工對供應商知識的利用和加工，例如，針對某一開放式創新項目，建立專門的知識管理團隊管理供應商知識的利用和加工過程; 調整企業內部的激勵規則，提高對開放式創新成果的認可和獎勵，調動企業對利用和加工外部知識的積極性; 對企業相關技術人員進行開放式創新培訓，使其充分認識并認可外部知識的利用和加工潛力［36］。

(4)跨部門協調有助于提高創新雙元對企業績效的促進作用。在供應商交互的知識產出階段，企業需要注重發揮跨部門協調對創新雙元的商業化能力和動機的促進作用，為企業內部各部門的知識共享和信息交換提供管理支持，從而更有效地捕捉和分析市場需求，并鼓勵部門之間技術能力的協同管理，實現更有效的創新雙元商業化，進而促進企業績效。

5.4 研究不足

①本研究僅考慮了企業內部的組織機制作為情景因素，未來研究可以考慮企業之間治理機制和外部競爭環境的調節作用。②本研究使用橫截面數據，在一定程度上限制了因果關系的檢驗，同時單源數據無法完全排除共同方法偏差的影響，未來研究可以收集縱向數據，將自變量和因變量分開收集，并增加對二手數據的使用。③本研究使用的數據集較舊，可能影響研究結果的適用性，未來應盡量使用近期數據，以反映企業最新的發展動態。④本研究對供應商交互的測量沒有明確某一特定的供應商，在未來的數據收集過程中，應該對供應商有明確的限定，如某主營產品的關鍵供應商等，使調研結果更有針對性。⑤本研究不能保證開發式創新和探索式創新兩種活動存在于所有企業，未來數據收集過程中應增加相應的篩選題項，以確保研究對象同時從事兩類創新活動。⑥本研究的樣本企業僅限于東莞地區制造業，地域和資本結構均存在局限性，未來研究應收集不同行業、地域和資本結構的企業數據，以提高研究結果的普適性。