鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響
——來自港口—腹地供應鏈的調查證據

王景敏，崔利剛，許茂增

（1.重慶交通大學經濟與管理學院，重慶市 400074；2.北部灣大學經濟管理學院，廣西 欽州 535011）

一、研究背景

在創新驅動戰略、供應鏈發展戰略等多重國家戰略疊加推進過程中，如何激發市場主體創新活力，改善產業鏈供應鏈創新生態，從而提升供應鏈管理水平與運營效益，是一個值得關注的議題。一方面，從供應鏈管理實踐看，鏈主企業①不斷涌現，創新能力不斷提升，但供應鏈成本高、效率低問題依然突出，鏈主企業創新能力驅動供應鏈效率變革成效并不理想（即鏈主企業創新能力與供應鏈效率“兩張皮”）；另一方面，在企業市場地位差序格局②[1]與供應鏈效率邊界發生重要變革的今天，“酒香也怕巷子深”成為鏈主企業共識。當前我國供應鏈體系中存在大量的原材料（或元器件）供應、流通加工、渠道市場等非鏈主企業，非鏈主企業、鏈主企業及其與供應鏈的差序氛圍被自然而然地塑造出來，這會直接影響鏈主企業對供應鏈這種聯盟化組織形式的評價與感受，進而影響整個供應鏈效率變革。那么，鏈主企業創新能力如何作用于供應鏈效率變革，其背后的機理如何，特別是鏈主企業創新能力通過何種機制、經由何種路徑影響供應鏈效率，這些都需要進一步的探索。

在企業自身能力研究領域，多數研究認為，創新能力等企業自身能力對產業鏈（集群）升級、企業或供應鏈績效產出、供應鏈效率提高等具有積極影響[2-7]。也有部分研究認為，某些情境因素也會影響創新能力等企業自身能力對產業鏈（集群）供應鏈績效產出的作用，如環境動態性的調節效應[7]、組織認同的中介效應[8]、創新生態網絡的調節效應[9]，特別是中國特定情境因素差序氛圍對組織成員間合作互動、組織運營績效等的影響較大[10-11]。在供應鏈效率研究領域，現有研究集中于對供應鏈效率測量方法以及影響因素的探析[12-14]。顯然，學者們在對企業創新能力與供應鏈效率關系的認識上并未達成一致，未能深入刻畫供應鏈效率變革微觀機理及組織認同、差序氛圍等情境因素，忽視了鏈主企業在提升供應鏈效率方面所扮演的角色，更是很少從不同路徑解理中國情境下鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響機制。鑒于此，為揭示鏈主企業引領供應鏈效率變革的機制“黑箱”，本研究以企業創新理論、供應鏈理論、效率理論為基礎，引入組織認同中介變量與差序氛圍調節變量，利用中國西部陸海新通道沿線省份港口—腹地供應鏈③問卷調查數據，重點探索三個關鍵問題：一是鏈主企業創新能力是否直接影響供應鏈效率；二是組織認同在鏈主企業創新能力與供應鏈效率間的中介作用；三是差序氛圍在鏈主企業創新能力與組織認同間、在鏈主企業創新能力（經由組織認同）與供應鏈效率間的雙重負向調節作用。

二、理論分析與研究假設

（一）鏈主企業創新能力與供應鏈效率

企業創新能力指企業將可用資源轉換為新產品（服務）和流程的能力[15]，主要體現在企業的技術創新和人才創新兩個維度。其中，技術創新體現在研發投入強度、技術人員占比、人均專利數量上；人才創新體現在碩士學歷員工占比、本科學歷員工占比、研發人員占比上[16]。企業創新理論認為，企業創新能力是供應鏈核心競爭力提升的基本保障[17]，是供應鏈可持續快速發展的重要促成因素[18]。從微觀上看，企業通過不斷進行技術創新和制度創新，有效銜接各個環節并形成核心競爭力，進而實現供應鏈效率提升[19]。也就是說，企業創新能力對供應鏈效率具有積極正向影響。有研究支持這一推測。比如，尹（Yoon S N）等[20]指出，供應鏈內部創新在提高供應鏈效率的操作流程中起著關鍵作用；黃節根等[21]發現，企業創新戰略對企業乃至整個供應鏈經營績效具有正向影響作用；胡海文等[22]認為，企業創新能力既可正向直接作用于供應鏈高適應性，也可中介作用于供應鏈高適應性。

供應鏈本質上是一個動態、競爭、演化、博弈的企業聯盟網絡系統[23]。效率理論認為，企業間并購或聯盟可以產生協同效應，提高整體效率。演化博弈理論[24]解釋了供應鏈內成員企業的異質性以及成員企業間的互動性，認為供應鏈效率變革的主要動力源自創新。也就是說，供應鏈是由具有商品（貨物）業務關聯性的異質性主體構成的企業聯盟網絡，成員企業是既相對獨立又相互聯系的利益主體和行為主體。在這樣的企業聯盟網絡中，企業特別是鏈主企業創新能力、企業間互動推動著供應鏈效率變革，即鏈主企業對供應鏈內非鏈主企業具有凝聚力、影響力，鏈主企業創新會影響非鏈主企業決策與行為，鏈主企業創新能力與非鏈主企業相機抉擇共同推動供應鏈效率變革。由此，從邏輯上看，鏈主企業創新能力對供應鏈效率具有關鍵的前因作用。

根據以上分析和邏輯推理，提出以下假設：

H1：鏈主企業創新能力正向影響供應鏈效率。

（二）組織認同的中介作用

組織認同反映組織成員對組織的歸屬感或者與組織共命運的感受，是衡量組織成員與組織間關系質量的重要指標之一[25]。從成員層次來看，組織認同側重于情感認同、價值融合、事業發展等維度[26]。從成員與組織間關系及組織認同所起的作用來看，組織認同是成員與組織保持高度一致的具體表現，在成員與組織間關系中發揮紐帶作用[27]。目前，已有研究通過案例或實證方法證實了組織認同的這種紐帶作用。比如，張新憶等[28]發現，企業高效工作系統是一個協同作用的整合體系，它通過促進成員的組織認同來提升企業創新績效；宋（Song W）等[29]進一步發現，企業創新戰略布局有利于組織認同的形成，且組織認同在企業創新戰略布局與組織高效創造（產出）的關系中起部分中介作用。

鏈主企業創新能力之所以能夠促進供應鏈效率變革，一部分原因是鏈主企業創新能力有助于企業對供應鏈組織認同的形成。組織認同理論認為，一方面，組織認同是一個能影響組織所有成員行動的集體認知框架[30]，要求組織成員認同企業價值觀；另一方面，高組織認同能促使組織成員在觀念、行為上與組織保持一致[31]。根據交換網絡理論[32]，鏈主企業創新能力與供應鏈效率之間存在一種特殊的交換關系，鏈主企業創新能力對供應鏈效率變革的影響是通過鏈主企業的創新效用來實現的，這種創新效用通過鏈主企業對供應鏈這一組織的認同而產生。因此，按照這樣的觀點，鏈主企業創新能力并不是直接影響供應鏈效率變革，而是通過鏈主企業對供應鏈的組織認同來影響鏈主企業創新能力的釋放和發揮，使鏈主企業創新能力與供應鏈效率間的交換關系得以實現。

根據以上分析和邏輯推理，提出以下假設：

H2a：鏈主企業創新能力越強，其組織認同越高；

H2b：鏈主企業組織認同越高，供應鏈效率越高；

H2c：鏈主企業創新能力通過組織認同間接影響供應鏈效率。

（三）差序氛圍的調節作用

作為中國本土化企業組織變量，差序氛圍是指組織內部成員之間關系親疏遠近的差異及以此為依據而采用的不同互動法則與差異化、偏私化組織資源分配，其典型表現為圈層文化、權力尊卑、差別對待、互惠的社會交換、關系的動態性等[33]。差序氛圍深刻影響著組織成員的行為、組織成員間的互動規則以及組織的績效表現[34]。以往研究表明，一方面，在我國的企業組織中，“圈子”現象在一定程度上造成了差序氛圍的普遍存在[34]；另一方面，差序氛圍經常作為調節變量調節成員行為（或能力）與組織績效產出間的關系，且這種調節作用往往被證實是負向的，如差序氛圍可有效負向調節領導風格對研發團隊創造力的影響[35]、領導-成員匹配對企業工作繁榮的影響[36]等。陳志霞等[33]指出，成員間的頻繁互動可以增強團隊整體感，增加團隊成員協作機會，降低領導者與某特定團隊成員建立緊密聯系的可能性，進而弱化圈層感知，減少資源分配差異與差別對待行為。

在供應鏈中，因“企”而異的差別也可在某種程度上折射出供應鏈的差序氛圍。根據自我歸類理論[37]，鏈主企業歸類是對鏈主企業與非鏈主企業進行比較后的產物，鏈主企業與非鏈主企業之間差異越顯著，越容易促進歸類概念的形成，而這些差異的產生在很大程度上取決于供應鏈情境中的顯著線索。特別是當供應鏈差序氛圍濃時，容易使鏈主企業產生消極的自我認知和歸類，從而影響鏈主企業創新能力的釋放和發揮，以及鏈主企業與非鏈主企業互惠關系的質量，使鏈主企業對供應鏈的組織不公平感增強、組織認同降低；當供應鏈差序氛圍淡時，鏈主企業和非鏈主企業基本上都能被公平公正對待，有利于營造和諧創新生態，促使鏈主企業與非鏈主企業協同創新效用快速產生。進一步，差序氛圍不僅能負向調節鏈主企業創新能力與組織認同間關系，而且可能影響鏈主企業創新能力通過組織認同對供應鏈效率的間接作用。具體而言，組織認同中介了鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響，但差序氛圍會負向調節這種中介效應。

根據以上分析和邏輯推理，提出以下假設：

H3a：差序氛圍在鏈主企業創新能力與組織認同間起調節作用；

H3b：差序氛圍調節鏈主企業創新能力對供應鏈效率的間接效應。其具體表現是：差序氛圍越淡，鏈主企業創新能力通過組織認同對供應鏈效率的間接效應越強，反之越弱。

綜上所述，本研究提出鏈主企業創新能力對供應鏈效率影響的概念模型，如圖1所示。

圖1 鏈主企業創新能力對供應鏈效率影響的概念模型

三、研究設計

（一）數據收集與研究樣本

本研究采用針對西部陸海新通道沿線省份出口導向型港口—腹地供應鏈的問卷調查數據。問卷調查對象為鏈主企業中高層管理者及其派駐或負責對接港口—腹地供應鏈（項目）的專員（以下簡稱“鏈主企業對接專員”）。一方面，在問卷發放之前，課題組先行與相關港口—腹地供應鏈鏈主企業對接專員（1位）取得聯系，請其提供鏈主企業清單資料并協調同一鏈主企業中高層管理者（2～3位）的填答時間；另一方面，在對問卷進行配對并編號的基礎上，首先發放和收集鏈主企業對接專員問卷，然后再面向同一鏈主企業的中高層管理者進行調研。鏈主企業對接專員和中高層管理者依次獨立完成關于鏈主企業創新能力、組織認同、差序氛圍及港口—腹地供應鏈效率的調研問卷。問卷發放采用現場填寫和電子郵件分發兩種形式，數據收集采用全過程匿名的方式。2021年2月至7月，課題組于大規模集中調研期間進行了本次問卷發放和數據收集，共發放問卷500 份，回收有效問卷358份（含鏈主企業對接專員問卷92份、鏈主企業中高層管理者問卷266份）。有效問卷中被調研港口—腹地供應鏈及其鏈主企業基本信息參見表1。

表1 被調研港口—腹地供應鏈及其鏈主企業統計特征

（二）變量設計與測量

本研究以概念模型為基礎，參考國內外經過驗證的量表（對于英文量表，采用翻譯-回譯方法獲得中文版），同時考慮港口—腹地供應鏈運營和管理情境，經過專家咨詢討論，設計初步問卷，并組織19名鏈主企業對接專員和中高層管理者參與初步問卷預調研，對測量題項的易讀性等進行可操作性檢驗，在此基礎上確定正式問卷。本研究的變量及其測量方法參見表2。測量題項采用李克特（Likert）七點量表進行測量，1～7代表“完全不同意”到“完全同意”。

表2 研究變量及其測量

1.自變量

自變量為鏈主企業創新能力（LCEIA）。該變量的測量借鑒索克（Sok P）等[38]、劉新艷等[39]開發的量表，共六個題項，如“鏈主企業經常利用現有的最先進技術”等。

2.調節變量

調節變量為差序氛圍（DA）。該變量的測量借鑒劉軍等[10]開發的量表，共五個題項，如“某些非鏈主企業對供應鏈的決策影響過大”等。

3.中介變量

中介變量為組織認同（OI）。該變量的測量采用邁爾（Mael F）等[40]開發的量表，共六個題項，如“當談起供應鏈時，鏈主企業經常稱之為所在團隊”等。

4.因變量

因變量為供應鏈效率（SCE）。該變量的測量借鑒舒尚阿瓦提（Susanawati L）等[14]、金賽美[41]、邵欣[42]、周文泳等[43]開發的量表，共八個題項，如“供應鏈的產品性價比高”等。

5.控制變量

組織認同、供應鏈效率還可能受到其他一些外生和內生因素的影響。本研究借鑒倪淵[7]、時大紅等[16]、周文泳等[43]的研究，從鏈主企業規模（LCES）、鏈主企業研發投入強度（LCERD）、供應鏈類別（SCC）、供應鏈成立年限（SCY）、供應鏈成員企業數（SCMN）五個方面對這些因素加以控制。

四、數據分析與假設檢驗

（一）信度和效度分析

1.信度分析

利用SPSS26.0軟件測量分析鏈主企業創新能力、差序氛圍、組織認同、供應鏈效率四個變量的克朗巴赫系數（Cronbach's α）。如表3 所示，四個變量的克朗巴赫系數分別為0.883、0.858、0.925、0.902，均在0.8以上，說明量表信度較好。

2.效度分析

本研究分別從內容效度、結構效度、收斂效度、區別效度四個方面進行分析。

（1）內容效度。本研究所使用量表均基于國內外成熟量表，并根據鏈主企業創新能力對供應鏈效率影響的具體情境邀請專家學者進行了修改和小范圍預測，具有良好的內容效度。

（2）結構效度。利用SPSS26.0軟件計算得到的量表整體KMO值為0.906，大于0.7，巴特利特（Bartlett）球形度檢驗值顯著性為0.000，小于0.001，說明量表結構效度較好。

（3）收斂效度。利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，結果見表3。經計算整理發現，各題項標準化因子載荷大部分在0.7以上，組合信度（CR）值均在0.7以上，平均方差抽取量（AVE）值均在0.5 以上，說明量表收斂效度較好。

表3 主要變量信度和效度檢驗結果（N=358）

（4）區別效度。利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，結果見表4。對四因子模型、三因子模型、二因子模型、單因子模型的擬合度進行比較后發現，四因子模型的擬合度最優，卡方自由度比χ2/df=2.28，塔克·劉易斯指數TLI=0.932，比較擬合指數CFI=0.944，近似誤差均方根RMSEA=0.059，這說明變量間具有較好的區別效度。

（二）共同方法偏差檢驗

為減少共同方法偏差對數據結果的影響，本研究在收集數據時采用了匿名填寫、鏈主企業對接專員和中高層管理者分別填答等方式，但由于主要采用自評方式，仍然可能存在共同方法偏差問題。因此，本研究采用哈曼（Harman）單因子檢驗[44]和加入共同方法潛因子[45]兩種方法對共同方法偏差進行檢驗。首先，根據哈曼單因子檢驗法，利用SPSS26.0軟件對鏈主企業創新能力、差序氛圍、組織認同、供應鏈效率四個變量所對應的全部題項進行未經旋轉的探索性因子分析。結果顯示，所提取的第一個因子的方差解釋率為34.867%，低于40%的臨界值。然后，根據加入共同方法潛因子法，利用AMOS24.0 軟件，在四因子模型基礎上加入共同方法潛因子（CMV）進行分析，結果見表4。與四因子模型相比，加入共同方法潛因子的模型擬合度指標并沒有得到顯著改善。綜上，在本研究中共同方法偏差不會影響調研數據的可靠性。

（三）描述性統計與相關性分析

利用SPSS26.0 軟件得到變量的描述性統計結果與相關系數，具體見表5。可以發現，任意兩個變量間的相關系數均在0.6以下，說明變量間關系受共線性影響較小，有利于模型進一步分析。其中，鏈主企業創新能力與組織認同（r=0.581，p＜0.001）、供應鏈效率（r=0.472，p＜0.001）呈顯著正相關關系，組織認同與供應鏈效率（r=0.466，p＜0.001）呈顯著正相關關系，差序氛圍與鏈主企業創新能力（r=-0.336，p＜0.01）、組織認同（r= -0.395 ，p＜0.01）、供應鏈效率（r=-0.565，p＜0.001）呈顯著負相關關系，這些為研究假設檢驗提供了初步的數據支持。

表5 變量描述性統計與相關性分析結果（N=358）

（四）假設檢驗

1.鏈主企業創新能力的主效應檢驗

為檢驗鏈主企業創新能力對供應鏈效率的正向影響，采用層次回歸分析法，利用SPSS26.0軟件對調研樣本數據進行分析。首先，將供應鏈效率作為因變量并加入控制變量，構建模型（1）：

其中，YSCE代表因變量供應鏈效率，XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN分別代表控制變量鏈主企業規模、鏈主企業研發投入強度、供應鏈類別、供應鏈成立年限、供應鏈成員企業數，α0為常量，系數αLCES、αLCERD、αSCC、αSCY、αSCMN分別代表控制變量XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN對因變量YSCE的影響程度。

接下來，將鏈主企業創新能力作為自變量加入模型（1），構建模型（2）。

其中，XLCEIA代表自變量鏈主企業創新能力，系數αLCEIA代表自變量XLCEIA對因變量YSCE的影響程度。

由回歸分析結果（表6）可知，在模型（1）中，五個控制變量的系數均不顯著，對供應鏈效率僅有0.7%的解釋力，而加入自變量鏈主企業創新能力后，模型（2）的解釋力增至23.0%，且鏈主企業創新能力對供應鏈效率具有顯著正向影響（β=0.419，p＜0.001）。因此，H1得到支持，即鏈主企業創新能力正向影響供應鏈效率。

2.組織認同的中介效應檢驗

為檢驗組織認同的中介效應，首先根據巴倫（Baron R M）等[46]提出的中介效應檢驗步驟，采用層次回歸分析法，將組織認同作為因變量并加入控制變量，構建模型（3）。

其中，YOI代表中介變量組織認同，β0為常量，系數βLCES、βLCERD、βSCC、βSCY、βSCMN分別代表控制變量XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN對中介變量YOI的影響程度。

為檢驗鏈主企業創新能力對組織認同的影響，將鏈主企業創新能力作為自變量加入模型（3），構建模型（4）。

其中，系數βLCEIA代表自變量XLCEIA對中介變量YOI的影響程度。

為檢驗組織認同對供應鏈效率的影響，以供應鏈效率為因變量，將中介變量組織認同加入模型（1），構建模型（5）。

其中，XOI代表中介變量組織認同，系數αOI代表中介變量XOI對因變量YSCE的影響程度。

為檢驗組織認同在鏈主企業創新能力與供應鏈效率之間的中介效應，以供應鏈效率為因變量，將自變量鏈主企業創新能力和中介變量組織認同同時加入模型（1），構建模型（6）。

由回歸分析結果（表6）可知，在模型（3）中，五個控制變量的系數均不顯著，對組織認同僅有0.7%的解釋力，而加入自變量鏈主企業創新能力后，模型（4）的解釋力增至39.4%，且鏈主企業創新能力對組織認同具有顯著正向影響（β=0.634，p＜0.001），H2a得到驗證，即鏈主企業創新能力越強，其組織認同越高；在模型（5）中，組織認同對供應鏈效率具有顯著正向影響（β=0.401，p＜0.001），H2b得到驗證，即鏈主企業組織認同越高，其供應鏈效率越高；在模型（6）中，自變量鏈主企業創新能力和中介變量組織認同均對供應鏈效率具有顯著正向影響，且相較于模型（2），鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響（β=0.270，p＜0.001）顯著減小，這表明組織認同在鏈主企業創新能力與供應鏈效率之間的關系中起中介作用，且為部分中介，H2c得到驗證，即鏈主企業創新能力通過組織認同間接影響供應鏈效率。

表6 層次回歸分析結果（N=358）

接下來，為進一步檢驗組織認同的中介效應，利用SPSS26.0 軟件中的PROCESS 插件進行拔靴（Bootstrap）法檢驗。檢驗結果顯示，鏈主企業創新能力對供應鏈效率間接效應的95%置信區間為[0.141 8，0.348 2]，中間不包含0，這進一步說明了組織認同在鏈主企業創新能力與供應鏈效率之間的中介效應，因此H2c成立。

3.差序氛圍的調節效應檢驗

首先，檢驗鏈主企業創新能力、差序氛圍對組織認同的影響。以組織認同為因變量，將自變量鏈主企業創新能力、調節變量差序氛圍同時加入模型（3），構建模型（7）。

其中，XDA代表調節變量差序氛圍，系數βDA代表自變量XDA對中介變量YOI的影響程度。

其次，為檢驗差序氛圍在鏈主企業創新能力與組織認同間的調節效應，避免變量間的多重共線性問題，對自變量鏈主企業創新能力和調節變量差序氛圍進行中心化處理，生成兩者的交互項并將之加入模型（7），構建模型（8）。

其中，系數βINTER代表交互項XLCEIAXDA對中介變量YOI的影響程度。

由回歸分析結果（表6）可知，模型（4）調整后的可決系數Adj-R2為0.394，模型（7）、模型（8）調整后的可決系數Adj-R2分別增至0.428 和0.439。這表明，加入調節變量差序氛圍后，模型解釋力增強，且在模型（8）中鏈主企業創新能力與差序氛圍交互項對組織認同具有顯著負向影響（β=-0.138，p＜0.001）。因此，H3a 得到支持，即差序氛圍在鏈主企業創新能力與組織認同間起調節作用。為進一步檢驗差序氛圍的調節作用，將差序氛圍分為濃差序氛圍組和淡差序氛圍組，繪制濃淡兩種水平下鏈主企業創新能力對組織認同影響的簡單斜率圖（圖2）。由圖2可以看出，差序氛圍無論濃淡，均能在鏈主企業創新能力與組織認同間起負向調節作用，不過淡差序氛圍組（均值減一個標準差）所對應直線的斜率略大于濃差序氛圍組（均值加一個標準差）所對應直線的斜率。這表明，差序氛圍淡時鏈主企業創新能力對組織認同的影響大于差序氛圍濃時鏈主企業創新能力對組織認同的影響，H3a再次得到驗證。

圖2 差序氛圍在鏈主企業創新能力與組織認同間的調節作用

4.被調節的中介效應檢驗

根據溫忠麟等[47]的觀點，當調節變量調節中介路徑的前半段或后半段時，會同時調節整條中介路徑，即在調節變量的不同水平上，中介效應存在一定的差異。為檢驗不同差序氛圍下組織認同在鏈主企業創新能力與供應鏈效率之間的中介效應，參考普瑞徹爾（Preacher K J）等[48]、海耶斯（Hayes A F）[49]的研究，利用SPSS26.0 軟件中的PROCESS插件進行拔靴法檢驗。令因變量為供應鏈效率，自變量為鏈主企業創新能力，中介變量為組織認同，調節變量為差序氛圍，控制變量為鏈主企業規模、鏈主企業研發投入強度、供應鏈類別、供應鏈成立年限、供應鏈成員企業數，選擇PROCESS插件中序號為（7）的模型，設拔靴抽樣次數為5 000，偏差校正置信區間為95%，得到表7 所示的結果。

表7 不同差序氛圍下組織認同的中介效應

由表7 可知，差序氛圍顯著調節“鏈主企業創新能力→組織認同→供應鏈效率”這一中介路徑，被調節的中介效應指數為-0.032 5，p＜0.001。當差序氛圍淡時，95%置信區間為[0.052 1，0.253 0]，不包含0，此時組織認同的中介效應存在；當差序氛圍中等時，95%置信區間為[0.045 6，0.220 7]，不包含0，此時組織認同的中介效應存在；當差序氛圍濃時，95%置信區間為[0.035 9，0.185 5]，不包含0，此時組織認同的中介效應存在。而且，淡差序氛圍所對應的間接效應值大于中等差序氛圍和濃差序氛圍所對應的間接效應值，這表明當差序氛圍淡時組織認同的中介效應更強。綜上，H3b得到支持，即差序氛圍調節鏈主企業創新能力通過組織認同對供應鏈效率的間接效應。對此，本研究的解釋是，在差序氛圍淡的情況下，鏈主企業對供應鏈的組織認同高，這有利于鏈主企業創新能力的拓展和輻射，從而帶動非鏈主企業等共同提升供應鏈效率；在差序氛圍濃的情況下，鏈主企業對供應鏈的組織認同低，這會引發鏈主企業的自我歸類，從而抑制鏈主企業創新能力的釋放和發揮，破壞供應鏈成員企業協同創新生態，阻礙供應鏈效率的提升。

五、結論、啟示、貢獻與展望

（一）主要結論

本研究基于企業創新理論、供應鏈理論、效率理論，引入組織認同中介變量和差序氛圍調節變量，利用港口—腹地供應鏈問卷調查數據，實證分析了鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響及作用機制。結論如下：

第一，鏈主企業創新能力對供應鏈效率具有正向影響作用。作為供應鏈重要的創新源泉，鏈主企業通過科技賦能、產品創新、服務延伸等促使創新源泉充分涌流，有助于推動供應鏈效率變革。該結論與現實情況相符，如有研究發現，創新可驅動供應鏈效率變革[50]，新型實體企業可通過技術創新有效提高整個供應鏈效率[51]。這表明，以鏈主企業創新能力助力供應鏈效率變革在理論和實踐上都是可行的。

第二，組織認同在鏈主企業創新能力對供應鏈效率的影響中起部分中介作用。在現有供應鏈體系下，對組織認同的鏈主企業更愿意融入供應鏈這個網鏈組織與協作平臺，并希望通過自身創新能力的傳導和釋放與非鏈主企業完成社會交換過程，推動供應鏈效率變革。這表明，鏈主企業創新能力除能直接影響供應鏈效率外，還能通過組織認同這一中介路徑促進供應鏈效率變革。

第三，差序氛圍不僅負向調節鏈主企業創新能力對組織認同的直接影響，而且負向調節鏈主企業創新能力通過組織認同對供應鏈效率的間接影響。在鏈主企業創新能力驅動供應鏈效率變革的過程中，差序氛圍普遍存在并深刻影響著鏈主企業創新、鏈主企業與非鏈主企業合作互動以及整個供應鏈的效率表現，這很好地詮釋了供應鏈效率管理實踐中導致鏈主企業創新能力與供應鏈效率“兩張皮”的癥結。

（二）管理啟示

在國家創新驅動戰略、供應鏈發展戰略疊加的機遇期和“雙循環”新發展格局下，培育激發鏈主企業創新能力成為供應鏈應對效率變革的重要途徑。而供應鏈效率變革作為一項系統工程，需要充分發揮鏈主企業創新引領作用、鏈主企業與非鏈主企業一體化聯盟作用[52]以及政府和行業協會等的規范作用。管理啟示如下：

一要重視鏈主企業創新主體作用與創新能力建設，集聚供應鏈效率變革新動能。鏈主企業應充分發揮先進技術和方法、新產品和服務等對供應鏈效率變革的積極作用，注重自主創新、開放創新，瞄準技術創新、制度創新、人才創新，協同利用非鏈主企業等的資源和要素，持續帶動整個供應鏈實現以核心技術驅動的價值升級與蛻變。

二要注重鏈主企業與非鏈主企業協同創新，構建供應鏈效率變革最大的同心圓。作為聯盟化組織形式的供應鏈，應通過價值共創、風險共擔、收益共享等方式構建利益共同體、事業共同體、命運共同體，提高鏈主企業等創新主體的組織認同，促進鏈主企業創新能力在非鏈主企業間的有效傳導，降低鏈主企業與非鏈主企業合作與運營成本，節約其合作與運營時間，最終實現以鏈主企業創新能力驅動供應鏈效率變革的目標。

三要注意供應鏈中差序氛圍的消極影響，營造全鏈條式供應鏈效率變革新生態。差序氛圍作為影響供應鏈效率的“負能量場”，貫穿鏈主企業、非鏈主企業乃至供應鏈活動的全生命周期，與供應鏈所在的營商環境緊密相連，這就需要政府、行業協會及供應鏈各成員主體正視供應鏈“負能量場”，并對其差序氛圍持續予以規范。

（三）邊際貢獻

一是聚焦供應鏈鏈主企業這一新興組織，拓寬了鏈主企業創新能力的作用場景，豐富了鏈主企業創新能力與供應鏈效率關系相關研究，拓展了學界較少專門研究的供應鏈效率前因，對供應鏈管理、效率等理論進行了深化和補充。

二是融合多種理論，探索發現了中國情境下鏈主企業創新能力對供應鏈效率變革的兩種作用機制（組織認同的部分中介作用、差序氛圍的調節作用），進一步闡釋了鏈主企業創新能力、組織認同、差序氛圍、供應鏈效率之間的復雜關系，為相關研究提供了新的理論視角。

（四）局限與展望

第一，本研究樣本來源于西部陸海新通道沿線省份出口導向型港口—腹地供應鏈鏈主企業對接專員和中高層管理者，對其他地區或行業企業的適用性有待檢驗，未來研究可以擴大樣本數量和樣本來源，提高研究結論的準確性和普適性。

第二，本研究盡管證實了鏈主企業創新能力對供應鏈效率的重要影響，但忽略了影響過程的動態性以及鏈主企業其他個體特征的影響，未來既可通過縱向研究或實驗研究進一步揭示供應鏈效率變革的動態過程，也可繼續擴展分析其他能力（如網絡能力等）對供應鏈效率變革的影響。

＊貴州財經大學工商管理學院張亞軍教授為本文提供了有益建議，特此感謝。

注釋：

①本課題組前期實地調研發現，能夠成為供應鏈鏈主的企業大多是在供應鏈中居于關鍵位置、掌握核心技術（生產制造、管理或信息技術）、生產經營規模或資金規模居全鏈成員企業之首的實體企業。

②馬磊將費孝通先生提出的用以研究社會結構的差序格局理論拓展至組織和市場領域，并通過實證分析得出結論：當前我國企業的市場地位也呈現出一種差序格局，且這種格局是以產權為基礎產生的。

③在本研究中，港口—腹地供應鏈指以西部陸海新通道沿線省份為供應端，以北部灣出海口為（臨時）接收端，運用現代信息技術，在一定時間內實現腹地與港口資源整合、促進各利益相關方共創價值的出口導向型組織形態，且逐步形成了以實體企業主導型、平臺企業整合型為基本類型和以冷鏈供應鏈、林產品供應鏈、物流與制造業一體化供應鏈為特色類型的“兩基三特”港口—腹地供應鏈。港口—腹地供應鏈匯聚了一般供應鏈的主要屬性和關鍵領域，具有代表性和典型性。本課題組前期實地調研還發現，港口—腹地供應鏈效率更多涉及利潤質量、商品（貨物）數量及流通速度等方面問題。