如何使供應商參與綠色產品創新更有效
——參與模式及治理形式適配的作用

李 勃，徐 慧，和 征

(1.西安工程大學 管理學院；2.一帶一路紡織發展創新研究院，陜西 西安 710048)

0 引言

綠色產品創新是制造企業實現綠色發展轉型的微觀基礎[1]。供應商參與綠色產品創新，不僅能夠有效降低創新風險和成本，而且可以加快產品產業化進程[2]。相對于普通產品創新而言，綠色產品創新技術和市場不確定性較高，績效考核和收益分配形式多元化，導致企業對供應商參與過程的控制難度較大，供應商機會主義行為(泄露核心知識、違背資源配置承諾和違反協同創新規范等)問題嚴重[3]。這不僅會增加制造企業綠色產品創新成本，而且使得企業無法集成供應商綠色技術專長，最終導致供應商參與綠色產品創新效能低下。

恰當的供應商關系治理能夠增進互信與承諾，從而實現對協同創新過程中供應商行為的有效控制[4-5]。目前，各種形式的供應商關系治理(正式化控制、社會化控制和互補雙元控制等)對協同創新的正向作用已較為明確[5-9]。但外包型、協作型和咨詢型供應商參與對各類組織間協同任務(共同創造、知識轉移和資源共享等)的側重程度不盡相同[9-10]。如果無法使治理形式與供應商參與模式達到適配(Fit)，不僅浪費關系治理資源，而且會提升供應商參與效果的不確定性。另外，供應商關系治理有助于動員供應商投入關系專用型資產(Relationship-specific Investments，以下簡稱RSI)[11]。關系專用型資產充分投入是供應商高質量適應行為的基礎，對制造商—供應商協同任務目標實現具有關鍵作用[12]。本文進一步揭示供應商RSI在供應商參與模式—治理形式適配與供應商參與綠色產品創新效能間的作用，可為針對性關系治理機制開發奠定理論基礎。

綜上，基于交易成本理論和社會交換理論，揭示供應商參與綠色產品創新情境下，供應商參與模式—治理形式適配對供應商參與效能的影響，以及供應商RSI在上述關系間的中介作用。在此基礎上，揭示不同供應商參與模式下能夠促使制造企業綠色產品創新達成預期效果的供應商治理形式，以及供應商參與模式—治理形式適配與供應商參與效能間的轉換機制，可為中國制造企業綠色產品協同創新實踐提供理論參考。

1 理論背景與假設

1.1 理論背景

1.1.1 供應商參與綠色產品創新模式

供應商參與綠色產品創新是指制造企業通過與供應商共同設計綠色產品、確定綠色原材料標準和規范等，解決有關綠色產品創新方面的問題，從而實現綠色產品協同創新目標[10,13]。根據供應商承擔的責任和主導權，將供應商參與模式分為白箱、灰箱和黑箱3種類型[14]。借鑒該思路，結合協同任務側重點的差異，將供應商參與綠色產品創新分為外包型、協作型和咨詢型3種模式[9]，如圖1所示。由于供應商參與綠色產品創新的復雜性和不確定性較高，企業需要采取相關措施控制供應商，從而確保供應商參與綠色產品創新的有效性[7]。由于3類供應商參與模式對各種協同任務的側重程度不同，導致不同參與模式的關鍵成功因素存在較大差異[15]。例如，咨詢型供應商參與重點在知識轉移，雙方關系承諾水平是知識轉移的關鍵[16]，而協作型供應商參與側重聯合創造，信息共享和聯合決策效率是創新成功的關鍵[10]。因此，企業需要通過采取差異化措施保障不同協同任務目標順利達成，但目前對于不同供應商參與模式之間關鍵成功因素及保障措施的研究非常有限。

圖1 供應商參與模式

1.1.2 供應商關系治理形式

供應商關系治理有助于企業在協同任務執行過程中控制供應商行為[17]。根據治理組織形式和結構分為正式化控制與社會化控制[6,18]。基于交易成本理論，正式化控制能夠降低協同過程中雙方關系的不確定性，但其有效性受有限理性和制度環境的限制[6]。基于社會交換理論，社會化控制強調信任和共享，供應商回饋制造企業的意愿可以從根源上避免機會主義行為，但關系規范的執行剛性相對有限[4]。目前，對于正式化控制與社會化控制間的關系尚存爭議。有研究認為，社會化控制將干擾正式化控制在明確責任方面的執行力，兩種治理形式屬于替代(Substitutive)關系[17,19]。供應商雙元治理(Ambidextrous Governance)研究指出，正式化控制為關系信任奠定了基礎[19]，社會化控制則克服了契約靈活性不足的缺陷[18]，兩種治理形式間存在互補關系，即互補雙元治理(Orthogonality Ambidextrous Governance)的觀點[7-8]。由此，形成正式化、社會化和互補雙元3種供應商關系治理形式。由于不同供應商參與模式對風險控制、職責劃分、目標一致和知識共享等供應商關系治理目標的側重程度存在較大差異[4,14]，企業應采取何種供應商關系治理形式需要根據供應商參與模式作出權衡。目前針對上述權變關系的研究還非常有限，治理形式與參與模式之間的適配關系仍不明晰。

1.1.3 供應商RSI

制造企業與供應商協同創新情境下，雙方在個別生產流程、產品規格和技術規范等方面存在兼容性不足的問題并不罕見[16]。為確保協同創新的有效性，需要供應商作出改變，使其輸出與創新需求相匹配[12]。高質量的適應行為建立在供應商投入大量關系專用型資產(專門的培訓和專用設備)的基礎上[12,20]。相關研究表明，恰當的供應商關系治理能夠使供應商對制造企業產生正面預期，進而提升供應商對雙方關系的滿意度，使其為了維系與制造企業的長期合作關系進一步投入關系專用型資產[21-22]。根據交易成本理論，供應商治理形式與協同模式的適配能使雙方關系達到更高的協調水平，進而降低供應商對投入關系專用型資產的風險感知水平[23]。因此，企業通過促進供應商RSI提升供應商參與效能，需要保證供應商治理形式與參與模式相適配。由此可見，供應商參與模式與治理形式適配不僅能提升供應商參與綠色產品創新效能，而且對于動員供應商RSI具有非常重要的價值。然而，供應商參與模式與治理形式之間具體的適配關系尚不明晰，針對上述適配關系能否有助于動員供應商RSI，以及供應商RSI在不同供應商參與模式中發揮何種作用的問題，鮮有研究涉及。

1.2 研究假設

1.2.1 供應商參與模式、治理形式與參與效能

外包型供應商參與模式下，供應商承擔綠色新產品的局部創新任務(如相關零部件、原材料或模塊開發)，協同創新過程透明度偏低。同時，制造企業之所以采用外包型參與模式是因為綠色產品創新的系統性、復雜性和技術新穎程度較高，而企業又缺乏相關綠色技術和創新能力。此時，如不能清晰界定雙方在協同任務中的責任，不僅會增加交易成本，而且可能導致雙方之間的嚴重沖突[7]。因此，明確責任和控制風險對提升外包型供應商參與效果至關重要。

正式化控制通過詳細的條款確保協同創新中信息的對稱性和利益分配的公平性，不僅有利于明確雙方責任，而且能夠增加供應商對協同創新過程中風險可控程度的認知[4]。根據交易成本理論，可通過降低供應商對協同創新風險的感知水平，使其響應綠色產品創新特殊需求的意愿得到提升[12]。由此可見，憑借正式化控制在控制風險和明確責任方面的優勢，在外包型供應商參與情境下，加強正式化控制有助于供應商參與效能提升。相反，由于需要有效控制外包創新成本并降低外包任務的模糊性，在此情境下加強社會化控制，無法對雙方責任和績效目標進行剛性約束，最終會給外包型供應商參與模式帶來巨大的隱患和系統性風險[4,6]。如果采用互補雙元控制，由于外包型供應商參與模式中供應商承擔的任務具體且明確，加強社會化控制會對正式化控制的可執行性產生干擾，造成雙方對合作規范的誤判，不僅不利于事前風險控制工作，而且會降低正式化控制對雙方協同創新的積極影響[19]。據此，本文提出如下假設：

H1a：外包型供應商參與情境下，正式化控制比社會化控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H1b：外包型供應商參與情境下，正式化控制比互補雙元控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H1c：外包型供應商參與—正式化控制間適配對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響。

共同創造是協作型供應商參與綠色產品創新的重點任務，需要依靠頻繁且深入的跨組織溝通，為了一致性目標開放共享相關知識[10]。因此，知識共享和聯合決策效率對供應商參與效能提升至關重要。

根據社會交換理論，社會化控制產生的互信有助于提升跨組織交流深度和廣度，減少協同創新過程中的認知差異[24]，使雙方愿意為了共同目標積極貢獻，激勵雙方積極嘗試綠色技術和方法，通過協同創新創造更大的價值[7]。此外，良好的互動氛圍對知識共享和聯合決策意義重大，通過社會化控制形成的關系規范能夠改善雙方互動氛圍[25]。因此，加強社會化控制能夠使協作型供應商參與達到理想效果。相反，由于當前綠色技術處于快速變革期，加強正式化控制會導致創新過程和價值共創行為僵化，降低創新路徑切換的靈活性[26]。同時，根據社會交換理論，對于需要密切合作的伙伴加強正式化控制是缺乏信任的表現，不僅不利于提升知識共享質量，而且會對聯合決策效率產生負向影響[17,19]。在協作型供應商參與情境下，采用互補雙元控制并不能實現相互強化目標。這是因為在協作型供應商參與過程中，需要開展密切互動并確保互動效率，強化多種形式的控制會增加互動成本，正式化控制帶來的約束還會降低互動效率[19]，從而不利于制造企業與供應商之間的共同創造。據此，本文提出如下假設：

H2a：協作型供應商參與情境下，社會化控制比正式化控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H2b：協作型供應商參與情境下，社會化控制比互補雙元控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H2c：協作型供應商參與—社會化控制間適配對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響。

咨詢型供應商參與制造企業綠色產品創新主要強調供應商對制造企業提供有針對性的協助(如專業知識、方案建議和技術人員培訓等)，以彌補制造企業在綠色創新資源方面的不足[10]。因此，動員和吸納供應商綠色產品創新資源對提高咨詢型供應商參與效能至關重要。

根據社會交換理論，社會化控制有助于供應鏈企業間的理解、信任與承諾，從而促進彼此資源共享[4]。此外，社會化控制能夠幫助制造企業克服供應商技術資源轉移過程中不可預見的困難(例如操作系統不兼容、隱性知識理解有誤和人員沖突等)，從而提升企業獲取供應商綠色創新資源的靈活性和針對性[6]。然而，在咨詢型供應商參與中，僅靠社會化控制并不能確保供應商綠色創新資源獲取的可靠性。這是因為綠色產品創新的復雜性和不確定性較高，協同創新過程中面臨較大的機會主義行為風險(如泄露或隱瞞核心知識、違背資源共享承諾等)，需要詳細且具備強制力的契約為雙方提供支撐[4]。同時，以契約形式對未來雙方權力、責任、利益以及協同創新目標進行詳細說明，有助于雙方產生事前理性認知，降低供應商創新資源(如知識)轉移過程中出現分歧的可能性[4,18]。同樣，僅依靠正式化控制也不能保證資源獲取和知識轉移效率，需要通過社會化控制建立信任、承諾以及共同的合作愿景，激發供應商主動分享關鍵技術資源的意愿，確保協同創新項目能夠準確、及時和充分地獲取供應商綠色技術資源[17]。因此，咨詢型供應商參與情境下，采用互補雙元控制能夠使供應商參與綠色產品創新效能獲得較大提升。據此，本文提出如下假設：

H3a：咨詢型供應商參與情境下，互補雙元控制比正式化控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H3b：咨詢型供應商參與情境下，互補雙元控制比社會化控制更能提升供應商參與綠色產品創新效能；

H3c：咨詢型供應商參與—互補雙元控制間適配對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響。

1.2.2 供應商RSI的中介作用

供應商RSI投入是指供應商為滿足制造企業綠色產品創新要求投入的專用型資產(如更換生產設備、系統、員工培訓、掌握特定知識等)[21]。根據交易成本理論，供應商治理形式與協同模式適配可以使雙方關系達到更高的協調水平。在這種協調關系中，雙方溝通更順暢，供應商能夠對制造企業的可靠性和動機產生正面認知，從而降低供應商關系風險感知水平[23]。在此基礎上，供應商面向綠色產品協同創新配置專用型資源的不確定性降低，面向制造企業投入更多關系專用型資產的意愿增強[12]。此外，協調合作關系能夠使雙方形成共同愿景和目標，提升雙方關系戰略匹配程度，促使供應商為成功實現價值共創增加關系專用型資產投入[4]。

根據交易成本理論，隨著供應商RSI規模擴大，供應商機會主義行為成本增加，從而促進雙方戰略信息共享[27]。在此基礎上，供應商能更加精準地把握制造企業創新需求，從而提高自身對綠色產品協同創新的實際貢獻[28]。供應商投入關系專用型資產的目的是滿足制造企業需求，而適應性行為會強化雙方之間關系的鎖定效應(Locked In)，增加供應商的依賴[12,15]。在此基礎上，供應商為了獲得長期效益或避免更大損失，在參與綠色產品協同創新過程中與制造企業相向而行的動機得到充分強化[29]。由此可見，供應商參與模式與治理形式適配能夠通過促進雙方關系協調、互信，促使供應商主動投入RSI并以此滿足企業綠色產品創新的特殊需求，進一步鞏固雙方關系，從而使供應商參與綠色產品協同創新達到更加理想的效果。據此，本文提出如下假設：

H4：供應商RSI在供應商參與模式—供應商治理形式適配與供應商參與綠色產品創新效能間發揮中介作用。

結合上述假設，本文構建研究概念模型，如圖2所示。

(RSI：Relationship-specific Investments關系專用型投資)

2 研究設計

2.1 變量測量

2.1.1 量表前測

根據已有研究[9,10,14]和企業訪談結果設計供應商參與測量量表。通過因子分析，將3個因子分別命名為外包型供應商參與、協作型供應商參與和咨詢型供應商參與。外包型供應商參與(OT)反映在制造商—供應商綠色產品協同創新過程中，按照制造企業需求，由供應商主導并負責完成新產品局部創新任務的程度；協作型供應商參與(CT)反映在制造商—供應商綠色產品協同創新過程中由雙方共同主導并負責完成相關創新任務的程度；咨詢型供應商參與(IT)反映在制造商—供應商綠色產品協同創新過程中由制造企業主導并負責完成具體創新任務的程度。3種供應商參與量表具有較好的內部結構，繼續發放問卷，測量題項見表1。

2.1.2 量表修正

在已有成熟量表的基礎上，根據具體研究情境進行適當修改，除控制變量外，所有變量均采用Likert 7級量表，數字1～7代表受訪者對題項的肯定程度。修正后變量測量方法如下：

(1)正式化控制(FC)反映在制造商—供應商綠色產品協同創新情境下，制造企業強調通過與供應商簽訂正式且詳盡的契約，發展和維持雙方合作關系的程度。借鑒Zhang等[6]的正式化控制量表和Huo等[4]的詳盡契約量表，形成包括4題項的測量量表(見表1)。

(2)社會化控制(SC)反映在制造商—供應商綠色產品協同創新情境下，制造企業強調通過各種社會化行為發展和維持雙方長期合作關系的程度。借鑒Zhang等[6]的社會化控制量表和Huo等[4]的關系治理量表，最終形成包括4個題項的測量量表(見表1)。

(3)供應商關系專用型投資(RSI)是指在制造商—供應商綠色產品協同創新過程中，供應商為滿足制造企業產品創新的特殊要求所進行的不可收回資源投入。借鑒Wagner等[21]、Harmancioglu等[30]的研究成果，最終形成包括6個題項的測量量表(見表1)。

(4)供應商參與綠色產品創新效能(SIE)反映綠色產品協同創新過程中，將供應商的技術能力或創新意愿轉化為實質性貢獻的程度。借鑒李勃等(2020)的研究量表，最終形成包括4個題項的測量量表(見表1)。

(5)控制變量。選取樣本企業規模、成立年限和供應商關系依賴程度作為本研究控制變量。企業規模和成立年限作為內生因素，能夠影響供應商在參與綠色產品創新過程中的資源共享意愿[18]，供應商關系依賴程度作為外生因素，能夠影響供應商的資源配置意愿[21]，可能對供應商參與效能產生影響。企業規模采用企業在職員工總數測度，成立年限以企業成立至今的運營年數進行測度，供應商關系依賴采用近3年制造企業對供應商的訂單占其年銷售額之比加以度量。

表1 測量量表內容及結果

2.2 數據收集

為確保問卷回收的有效性，選擇對綠色產品創新需求比較迫切的制造企業作為抽樣對象。采用以下3種數據收集途徑：一是邀請某知名高校管理學院的MBA、EMBA學員填寫問卷，并邀請其同事共同完成問卷填寫；二是借助人脈關系聯系園區和行業協會工作人員，現場發放并回收問卷；三是通過檢索相關行業協會成員目錄，對可接觸的企業進行問卷發放。為了盡可能降低同源性帶來的測量偏差，設計一式兩份問卷，A問卷由企業高管就供應商治理形式和供應商參與相關問題進行填寫，B問卷由同一企業的相關部門經理就供應商RSI和供應商參與效能相關題項進行填寫，按1∶1的比例發放。共發放520份問卷，剔除無效問卷后，最終得到246份有效問卷，有效回收率為47.30%。有效樣本特征描述如表2所示。

2.3 同源方差檢驗

采用Harman單因素分析法對本研究同源性問題進行檢驗，對所有題項進行探索性因子分析發現，最大因子對總方差的解釋為30.898%，所有因子的總方差解釋為80.156%，不存在一個公因子解釋大部分變異量的情況。因此，同源性問題不會影響研究結果。

表2 樣本特征描述(N=246)

3 實證分析

3.1 信效度檢驗與相關分析

檢驗變量內部一致性發現，研究所涉及變量的Cronbach's α值均大于0.8的理想標準，符合信度要求。量表大多經過反復修改，具有較好的內容效度。對變量進行驗證性因子分析以檢驗收斂效度，計算結果顯示，各變量題項因子載荷均大于0.6的理想值，CR值均大于0.7的標準，AVE值均大于0.5的標準，表明量表收斂效度較好。區分效度檢驗結果如表3所示，任意變量與除控制變量外的其它變量相關系數均小于該變量AVE的平方根，說明區分效度良好。

3.2 假設檢驗

3.2.1 描述性統計分析

本研究驗證兩個變量間的適配性對因變量的影響，以及中介變量在其中的作用，因而不能通過單個變量與因變量的相關系數對假設進行證明。從表3可以看出，變量具有不同程度的相關性，如外包型、協作型、咨詢型與正式化控制呈現不同的相關關系(β=0.117; β=-0.244,p<0.01; β=0.225,p<0.01)；外包型、協作型、咨詢型與供應商RSI也呈現不同的相關關系(β=0.499,p<0.01; β=0.250,p<0.01; β=0.370,p<0.01)。由此，需要進一步驗證適配關系和供應商RSI的中介作用。

表3 描述性統計結果與相關系數

3.2.2 適配關系檢驗

在檢驗供應商參與模式與供應商治理形式適配的有效性時，主要借鑒Liu等[31]、Arranz等[32]的研究方法，分兩步進行：第一階段采用關系臨界測試，通過比較供應商參與模式與治理形式間不同組合所解釋的方差比例檢驗相關假設，并進行半偏相關分析，通過貢獻比較初步檢驗適配關系；第二階段，采用交互與偏差分數并行方法進一步檢驗適配關系。

為了進一步驗證以上分析結果，通過半偏相關分析檢驗供應商參與模式和供應商治理形式適配對供應商參與效能的獨立貢獻,結果見表5。外包型×正式化對供應商參與效能的貢獻為0.264，外包型×社會化對供應商參與效能的貢獻為0.085，外包型×正式化×社會化對供應商參與效能的貢獻為0.025。由此可知，外包型參與模式與正式化控制適配對供應商參與效能的促進作用最顯著。同理可得，協作型參與模式與社會化控制適配對供應商參與效能的貢獻最大(0.371)，咨詢型參與模式與互補雙元控制適配對供應商參與效能的貢獻最大(0.242)。由此可知，外包型供應商參與情境下采用正式化控制更有效，協作型供應商參與情境下采用社會化控制更有效，咨詢型供應商參與情境下采用互補雙元控制更能提高供應商參與效能。因此，H1c、H2c、H3c得到初步驗證。

表4 回歸分析結果

表5 半偏相關分析結果

第二階段，采用交互與偏差分數并行方法進一步檢驗適配關系。當二者交互項對供應商參與效能具有正向影響且二者之差的絕對值對供應商參與效能具有負向影響時，二者關系為適配關系。對所有變量進行中心化處理，以避免多重共線性。如表6所示，外包型×正式化、協作型×社會化、咨詢型×正式化×社會化對供應商參與效能具有正向影響(β=0.490,p<0.001; β=0.437,p<0.001; β=0.472,p<0.001)，|外包型-正式化|、|協作型-社會化|、|咨詢型-正式化×社會化|對供應商參與效能具有負向影響(β=-0.224,p<0.001; β=-0.165,p<0.05; β=-0.140,p<0.05)，說明存在適配關系，即外包型供應商參與和正式化控制相適配，協作型供應商參與和社會化控制相適配，咨詢型供應商參與和互補雙元控制相適配，進一步驗證了H1c、H2c、H3c。

3.2.3 中介作用檢驗

適配關系得到證實，使用“×”表示適配關系，進一步檢驗供應商RSI的中介作用，結果見表6。

表6 分層逐步回歸分析結果

(1)外包型×正式化對供應商RSI具有正向影響(β=0.842,p<0.001)，供應商RSI對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，外包型×正式化對供應商參與綠色產品創新效能的影響系數由原本的0.490(p<0.001)變得不顯著(β=0.141)，說明供應商RSI在外包型×正式化與供應商參與綠色產品創新效能關系間發揮完全中介作用。

(2)協作型×社會化對供應商RSI具有正向影響(β=0.378,p<0.001)，供應商RSI對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，協作型×社會化對供應商參與綠色產品創新效能的影響(β=0.437,p<0.001)有所下降但仍顯著(β=0.349,p<0.001)，說明供應商RSI在協作型×社會化與供應商參與綠色產品創新效能關系間發揮部分中介作用。

(3)咨詢型×正式×社會化對供應商RSI具有正向影響(β=0.522,p<0.001)，供應商RSI對供應商參與綠色產品創新效能具有正向影響(β=0.687,p<0.001)，加入中介變量后，咨詢型×正式化×社會化對供應商參與綠色產品創新效能的影響(β=0.472,p<0.001)有所下降但仍然顯著(β=0.261,p<0.001)，說明供應商RSI在咨詢型×正式×社會化與供應商參與綠色產品創新效能關系間發揮部分中介作用。

3.3 穩健性檢驗

進一步采用Bootstrap法對有關中介作用的結論進行穩健性檢驗(見表7、8)。外包型×正式化的直接效應的點估計值為0.128 8，95%的置信區間CI=[-0.028 9,0.286 6]包含0，沒有達到顯著性水平，外包型×正式化對供應商參與效能不具有直接影響，間接效應的點估計值為0.438 7，95%的置信區間CI=[0.263 9,0.626 3]不包含0，達到顯著性水平。因此，認為供應商RSI在外包型×正式化和供應商參與效能之間發揮完全中介作用。協作型×社會化的直接效應點估計值為0.390 8，95%的置信區間CI=[0.291 0,0.490 7]，間接效應點估計值為0.232 1，95%的置信區間CI=[0.138 0,0.346 4]，置信區間均不包含0，均達到顯著性水平。因此，可以認為供應商RSI在協作型×社會化和供應商參與效能之間發揮部分中介作用；咨詢型×正式化×社會化的直接效應點估計值為0.282 9，95%的置信區間CI=[0.170 7,0.395 1]，間接效應點估計值為0.307 8，95%的置信區間CI=[0.199 8,0.442 9]，置信區間均不包含0。因此，可以認為供應商RSI在咨詢型×正式化×社會化和供應商參與效能之間發揮部分中介作用。綜上，H4得到驗證。

表7 中介效應的Bootstrap穩健性檢驗結果(直接效應)

表8 中介效應的Bootstrap穩健性檢驗結果(間接效應)

根據企業類型將樣本分為兩組：一組為傳統制造企業，共128個樣本；另一組為先進制造企業，共118個樣本。運用分層逐步回歸分析法對兩組樣本進行分析，結果表明，大部分變量的回歸系數符號及顯著性基本保持一致，檢驗結果未發生改變。因此，可以認為研究結果整體具有一定的穩健性。

4 結語

4.1 研究結論

本研究構建了一個兼顧適配關系與中介作用的模型，既強調供應商參與模式—供應商治理形式間適配對供應商參與綠色產品創新效能提升的重要作用，也揭示了供應商RSI在不同適配關系與供應商參與綠色產品創新效能間的作用差異，通過實證檢驗得出如下結論：

(1)供應商參與模式—供應商治理形式適配能夠使供應商參與綠色產品創新更有效。具體而言：外包型供應商參與和正式化控制適配，協作型供應商參與和社會化控制適配，咨詢型供應商參與和互補雙元控制適配，若能形成上述適配關系則有利于供應商參與綠色產品創新效能提高。這一研究結論與預期假設H1、H2、H3一致。

(2)供應商RSI在協作型供應商參與—社會化控制間適配與供應商參與綠色產品創新效能間發揮部分中介作用；供應商RSI在咨詢型供應商參與—互補雙元控制適配與供應商參與綠色產品創新效能間發揮部分中介作用。上述研究結論與預期假設H4相一致，且進一步細化了該假設。

(3)外包型供應商參與—正式化控制間適配需要通過供應商RSI的橋梁作用才能提升供應商參與綠色產品創新效能，即供應商RSI在上述關系中發揮完全中介作用。在外包型供應商參與情境下，正式化控制的核心作用在于提升供應商對協同創新過程中風險可控程度的認知水平[4]。根據交易成本理論，風險可控是供應商RSI的必要前提，外包型供應商參與的正向作用必須通過動員供應商RSI(如專門的培訓、設計和工藝改造等)[23]，才能獲得高度定制化的零部件、原材料或子系統。否則，由于外包型供應商參與透明程度較低，供應商參與很可能成為競爭對手“搭便車”的捷徑，供應商參與綠色產品創新的實際價值將大幅下降。上述結論進一步細化了H4的觀點。

(4)基于實證研究結果(H1、H2、H3和H4得到驗證)，在綠色產品協同創新情境下，制造企業對供應商的正式化控制和社會化控制不存在絕對互補關系或替代關系，上述關系會隨供應商參與模式的變化而變化。

4.2 理論貢獻

(1)以提升供應商關系治理效果為目標，揭示了供應商參與模式與供應商治理形式之間的適配關系，豐富了企業協同創新相關研究。已有研究僅對供應商關系治理與協同創新績效間的關系進行論證[4,18,30]，但就如何開展供應商關系治理才能達到更好的效果，相關理論仍未闡明。本研究以供應商參與模式和供應商治理形式的微觀構成作為切入點，揭示供應商參與模式與供應商治理形式之間的多種適配形式，不僅回答了有關不同供應商治理形式間的關系問題[8,17,19]，而且從關系治理效果角度，進一步拓展了企業協同創新理論。

(2)將供應商RSI作為中介變量引入供應商參與模式×治理形式—供應商參與綠色產品創新效能適配作用路徑中，明確了使供應商參與綠色產品創新更有效的過程機制。已有研究發現，恰當的供應商關系治理有助于動員供應商RSI[11,12，22]，優先獲取供應商資源能夠促進供應商參與綠色產品創新效能提升，但未進一步論證供應商RSI在供應商參與綠色產品創新過程中的作用，以及能夠有效動員供應商RSI的機制。在此基礎上，本文揭示了能夠促使供應商RSI的供應商參與模式—治理形式適配關系，對比分析供應商RSI對主效應路徑的不同作用，豐富了供應商動員理論和綠色技術創新管理研究。

4.3 管理啟示

(1)供應商參與綠色產品協同創新情境下，正式化和社會化控制均能對供應商行為控制產生積極作用，但為了節約供應商控制成本并提高供應商參與效能，管理者需要根據供應商參與模式，主動匹配合適的供應商關系治理形式。

(2)在綠色產品協同創新過程中，供應商RSI是提升供應商參與綠色產品創新效能的重要途徑。企業不僅需要根據供應商參與模式采用相適配的供應商治理形式，還應關注供應商RSI在不同適配關系中的差異化作用，對綠色產品協同創新進行重點發力。尤其在外包型供應商參與綠色產品創新情境下，需要對正式化控制機制進行設計，確保供應商充分投入關系專用型資產，從而保障供應商參與綠色產品創新能夠達到預期效果。

4.4 研究局限與展望

研究存在以下局限：首先，通過靜態問卷調查獲取橫截面數據測量3種供應商參與模式可能存在主觀因素的影響，未來可以采取實驗研究與靜態數據相結合的方法彌補上述不足；其次，僅探討了單一情境下適配的供應商治理形式，未針對多種供應商參與同時發生的復雜情境進行深入分析；最后，為了使研究更加聚焦，對供應商雙元治理的探討僅限于互補雙元層面，后續研究可進一步探討平衡雙元治理對供應商參與效能的影響及其適配的供應商參與情境。