農機制造企業供應商開發及其協同對供應商創新貢獻的影響*
——基于認知評價理論

付翔，李勃

(西安工程大學管理學院，西安市，710048)

0 引言

近年來，隨著科技和市場的快速變化，我國農業生產也開啟了現代化轉型之路。農業機械作為現代化轉型的重要裝備，在我國仍缺乏核心的技術和生產設備，嚴重制約了農業現代化轉型的實現。為此，如何提升我國農業機械制造企業的技術創新能力迫在眉睫。相關研究指出農業機械制造企業的技術創新離不開上游供應商的貢獻，但供應商出于自身利益考慮往往未必全力以赴[1]。由此，避免供應商機會主義行為，激發供應商創新貢獻至關重要。以前的研究成果認為治理機制是防止供應商機會主義行為的重要手段[2]，但由于農業機械制造企業自身創新經驗的缺乏，事前的契約治理會限制未來創新的靈活性，關系治理也可能增加農業機械制造企業對供應商不當行為的容忍，反而誘發了供應商機會主義行為[3]。供應商開發作為一種治理機制，能夠補充對供應商過程控制的靈活性并影響供應商的內在動機，有效降低供應商機會主義行為的發生，對增加供應商創新貢獻具有重要意義[4]。但已有研究仍有以下缺陷：首先，不同形式的供應商開發對供應商創新貢獻的影響是否有所差異尚不明確；其次，面對現實中經常出現不同形式供應商開發協同使用的問題，其不同形式的協同對供應商創新貢獻有何影響，仍有待進一步探討。據此，通過來自中國農業機械制造行業的數據開展實證研究，基于認知評價理論，探明供應商開發與供應商創新貢獻的關系，進而提出基于不同形式供應商開發協同的供應商創新貢獻提升機制。不僅豐富了協同創新理論，還能為中國農業機械制造企業技術創新提升路徑提供理論參考。

1 理論基礎

1.1 供應商開發

供應商開發是指農業機械制造企業為滿足自身需要，通過各種方式提升供應商績效或能力，包括直接參與、激勵和競爭壓力三種形式[4]。以往的研究主要把供應商開發作為提升供應商能力或績效的實踐看待，例如：Saghiri等[5]認為供應商開發是一種實踐，并研究了供應商的自身因素對供應商開發實踐結果的影響。本研究認為供應商開發可以視為一種治理機制[4, 6-7]，能夠通過向供應商發出具體指令(包括口頭和書面形式)，使農業機械制造企業在出現合同中未規定的情況時靈活控制供應商[8]。當買方指令被編碼和正式化時，它們作為契約治理的靈活擴展而存在。但指令仍可能是非正式的且不具約束力，這時農業機械制造企業和供應商之間關系特征提供了分級管理供應商行為的手段[8]。因此，供應商開發是介于契約治理和關系治理機制之間的治理機制，既能對契約治理進行補充，又能避免關系治理的陰暗面。

1.2 認知評價理論

認知評價理論(CET)認為社會和環境因素會通過影響組織的自主性或勝任感，來改變組織的內在動機，進而決定組織實施不同的行為[9]。當組織能夠自主決定其行為時，他們對自主性的基本需求就得到了滿足，促進這種感知的社會和環境因素會增強內在動機，獎勵和認可等促進勝任感的外部力量也可以增強內在動機，而威脅和負面反饋等破壞勝任感的外部力量降低了內在動機[10]。Chae等[11]將CET應用到制造企業—供應商關系管理領域中，認為當供應商在長期關系管理方面擁有自主性或勝任感時，他們就有動力來維持與制造企業的關系。基于CET，農業機械制造企業實施供應商開發能夠影響供應商維系關系的內在動機(直接參與可以為供應商營造一個自主的氛圍增加其內部動機，激勵的使用會給供應商帶來勝任感并增加其內部動機，競爭壓力的應用會降低供應商關系管理的勝任感并降低其內部動機)，從而影響供應商創新貢獻水平。但有關CET視角下供應商開發對供應商創新貢獻的作用機理仍不明晰，不同形式供應商開發協同對供應商創新貢獻有何影響仍待進一步探討。

2 假設與理論模型

激勵是指農業機械制造企業通過各類獎勵手段來激發供應商自我提升的積極性[12]。Terpend等[13]認為獲得獎勵的供應商將根據農業機械制造企業的期望做出行動，隨著時間的推移，這種互惠會導致更大的交易量和更高水平的信任。根據認知評價理論(CET)，農業機械制造企業更多的訂單分配和長期合同獎勵作為一種正反饋，展示了農業機械制造企業對供應商供應能力的肯定，提升了供應商的勝任感，增強了供應商的內在動機，增加了供應商對農業機械制造企業的關系承諾[14]。且隨著激勵的持續進行，供應商將獲得更多資源用于自我提升。由此供應商有能力主動縮短其新產品設計、生產的周期，并提供滿足農業機械制造企業需求的新穎零部件，為農業機械制造企業技術創新做出貢獻[15]。據此，提出以下假設。

H1:農業機械制造企業通過激勵正向影響供應商創新貢獻。

競爭壓力下，如果供應商沒有遵照農業機械制造企業的意愿行動，就實行懲罰機制，競爭壓力的使用和供應商對其存在的了解都可能降低供應商的信任和貢獻[16-17]。供應商為保證在嚴格的競爭壓力下依舊處于核心供應基，會提升短期修補的能力以應付農業機械制造企業的評估和審查，而這將不利于供應商長期流程的改進[13]。根據認知評價理論(CET)，這種基于市場的競爭壓力將損害供應商的勝任感，有壓力的評估和被替代的威脅將降低供應商的自主性[9]。競爭壓力會被供應商視為負面的反饋，損害供應商繼續與買方保持關系的內在動機，減少投入并降低對農業機械制造企業技術創新的貢獻[11]。據此，提出以下假設。

H2:農業機械制造企業通過競爭壓力負向影響供應商創新貢獻。

直接參與主要包括產品、工藝和資源開發等各個領域的主動知識轉移，農業機械制造企業可以通過現場訪問、提供技術和項目管理知識、培訓供應商的員工，來提高供應商的創造力和創新能力[12]。農業機械制造企業的直接參與會增加供應商新知識的存量，由此供應商能夠響應買方不斷變化的創新需求[18]。根據認知評價理論(CET)，直接參與的過程中，農業機械制造企業主動向供應商提供協助，為供應商構建了長期關系管理的自主性環境，提升了供應商內在動機[9]。由此供應商會自愿與買方建立關系，并依靠買方的幫扶提高自身創新能力。由于供應商所獲取的特定知識主要是由買方所傳遞，供應商轉移的實物資源和創新資源將最滿足農業機械制造企業的創新需求，有利于供應商創新貢獻的提升[19]。據此，提出以下假設。

H3：農業機械制造企業通過直接參與正向影響供應商創新貢獻。

當競爭壓力和激勵協同使用時，通常被稱為“胡蘿卜加大棒法”，競爭壓力的負面影響會被激勵所遏制[20]。供應商會認為農業機械制造企業應用競爭壓力不僅僅為了自身利益，可能還考慮以此來提高供應商的競爭力[21]。基于認知評價理論(CET)可知，農業機械制造企業競爭壓力的應用會降低供應商的內在動機，但考慮到農業機械制造企業激勵的使用，供應商可能會理解競爭壓力的用意，競爭壓力的負面影響將被激勵所抵消[9]。因此，本研究認為農業機械制造企業的激勵可以“洗白”競爭壓力的負面影響，增強供應商在維系關系方面的內在動機，有利于供應商創新貢獻的提升。據此，提出以下假設。

H4：農業機械制造企業競爭壓力和激勵的協同正向影響供應商創新貢獻。

當直接參與和激勵協同使用時，激勵可以強化直接參與對供應商內在動機的影響。基于認知評價理論(CET)可知，農業機械制造企業的直接參與為供應商提供了一個自主性的氛圍，因直接參與的過程中涉及知識和資源的轉移，所以供應商為獲取這些知識和資源會自愿接受農業機械制造企業的幫助，并加強與其維持長期關系的內在動機[9]。與此同時，激勵提供的各類獎勵證明了供應商自主選擇的正確性，并將農業機械制造企業的獎勵制度視為買方-供應商關系的自然組成部分，進一步增強了供應商的內在動機[22]。由此，供應商會主動維護雙方關系，增強對農業機械制造企業的信任和承諾，自愿為其技術創新做出貢獻。據此，提出以下假設。

H5：農業機械制造企業激勵和直接參與的協同正向影響供應商創新貢獻。

當直接參與和競爭壓力協同使用時，競爭壓力的使用會破壞直接參與的積極作用。基于認知評價理論(CET)可知，在直接參與提供的自主性氛圍下，供應商會提升維系農業機械制造企業關系的內在動機[9]。此時，若農業機械制造企業訴諸競爭壓力，供應商將意外地感到受外部力量的控制和約束。與激勵不同，競爭壓力不能用來提升供應商的勝任感[22]。因此，從供應商的角度來看，農業機械制造企業對已經做出自主性承諾的供應商應用競爭壓力，其營造的自主性氛圍將因競爭壓力的應用而被破壞[23]。故而，供應商會降低內在動機，并試圖避免這種關系或表現出機會主義行為，不利于其對農業機械制造企業技術創新的貢獻[8]。據此，提出以下假設。

H6：農業機械制造企業競爭壓力和直接參與的協同負向影響供應商創新貢獻。

結合上述假設及論證，提出以下理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據收集

考慮到供應商開發(特別是直接參與)的實施需要農業機械制造企業有一定積累，本研究樣本主要來自于大中型農業機械制造企業，并將調查對象聚焦在企業內熟悉供應商開發業務的采購人員、部門經理或企業高管，調查對象需事先確定一家供應商企業，后續所有問題的回答將圍繞這一供應商進行。本研究采取以下方式收集數據：一是借助MBA和EMBA資源進行數據收集，二是依據農機協會的企業目錄隨機篩選企業，并在招聘服務機構的協助下對可接觸的企業通過網絡問卷和現場采集相結合的方式進行數據收集。2021年10月—2022年2月期間，一共發放問卷392份，回收有效問卷170份，有效回收率43.37%。缺省檢驗表明缺省問卷的信息與有效問卷之間不存在顯著差異。對不同收集方式的數據進行T檢驗，發現P<0.1，差異不顯著，樣本可以較好反映總體，樣本特征描述見表1。

表1 樣本特征描述(N=170)Tab. 1 Sample feature description (N=170)

3.2 變量測量

在已有成熟量表的基礎上根據本研究的具體情境做適當修改，除控制變量外，所有變量采用Likert 7級量表，數字1～7代表受訪者對題項的肯定程度。修正后如表2所示。

1) 直接參與(DI)是指農業機械制造企業為滿足自身供應需要，采取對供應商特定關系投資的方式，協助供應商提升能力或績效的一種手段。借鑒Benton[4]和Nagati[24]等的直接參與量表，最終形成包括4個題項的測量量表(表2)。

2) 激勵(IC)是指農業機械制造企業為滿足自身供應需要，采取正向激勵的方式，通過各類獎勵引導供應商按照農業機械制造企業的需求提升能力或績效的一種手段。借鑒Benton[4]和Terpend[13]等的供應商激勵量表，最終形成包括4個題項的測量量表(表2)。

3) 競爭壓力(CP)是指農業機械制造企業為滿足自身供應需要，采取對供應商評估和反饋的方式，并結合優勝劣汰的市場原則迫使供應商按照農業機械制造企業的需求提升能力或績效的一種手段。借鑒Benton[4]和Krause[25]等的競爭壓力量表，最終形成包括4個題項的測量量表(表2)。

表2 各變量的信效度檢驗Tab. 2 Reliability and validity test of each variable

4) 供應商創新貢獻(SC)是指供應商對農業機械制造企業技術創新的貢獻。主要包含為農業機械制造企業提供創新所需的零部件、知識和技術，或通過雙方協作與優勢互補提升農業機械制造企業技術創新績效。借鑒李娜[26]和Li[27]等的供應商創新貢獻量表，最終形成包括5個題項的測量量表(表2)。

5) 控制變量：基于以往研究，企業規模和企業年齡作為內生變量可以影響供應商的資源投入[28-29]。企業規模用企業在職員工總數測量，成立年限以企業成立至今的年數測量。

3.3 同源性檢驗

采用Harman單因素法檢驗共同方法偏差，在未轉軸的情況下進行因子分析(EFA)，結果表明第一主成分的總方差解釋值為35.599%，所有因子的總方差解釋度為77.020%，因此本研究中不存在嚴重的同源誤差影響。

4 實證分析

4.1 信效度檢驗

信效度檢驗結果如表2所示，所有變量的克隆巴赫系數Cronbach’sα值介于0.837～0.946之間，表明各變量內部一致性較高。組合信度CR值介于0.837～0.946之間，表明各自的組合信度較高，量表具有良好的信度。量表選自國內外的成熟量表，并結合實際情境進行小幅度修改，認為量表的內容效度能夠得到保證；各題項的平均方差萃取量AVE值均大于0.5，因子載荷均大于0.5，表明量表具有良好的收斂效度。各變量AVE值算數平方根均大于變量相關系數，說明變量間具有較好的區分效度。

4.2 描述性統計

利用SPSS25.0計算各變量的均值、標準差和相關系數，結果見表3。

表3 描述性統計和相關系數Tab. 3 Descriptive statistics and correlation coefficients

直接參與、激勵和競爭壓力均在一定程度上和供應商創新貢獻顯著相關，直接參與、激勵和競爭壓力之間也存在一定的相關關系，可以進一步研究其協同對供應商創新貢獻的影響。

4.3 假設檢驗

借鑒任之光和高鵬斌的研究，將兩個自變量相乘后研究其對因變量的影響來判斷兩個變量之間的協同作用[30]。本研究利用SPSS25.0進行層次回歸分析，以檢驗前面提出的假設，為避免變量相乘所得的交互項引發多重共線問題，在構建交互項前對相關變量進行標準化處理。根據表4可知模型中所有變量的VIF值均小于2，故不存在嚴重的多重共線問題。

如表4所示，M1是控制變量企業年齡和企業規模對供應商創新貢獻的回歸；M2是激勵、競爭壓力和直接參與對供應商創新貢獻影響的主效應模型；M3是M2基礎上考慮激勵和競爭壓力的協同、激勵和直接參與的協同、競爭壓力和直接參與的協同對供應商創新貢獻的影響。

表4 層次回歸分析結果Tab. 4 Results of hierarchical regression analysis

M2的結果表明，M2的解釋力相比于M1顯著提高(ΔR2=0.310，p<0.001)，激勵和直接參與對供應商創新貢獻顯著正相關(激勵：β=0.231，p<0.01；直接參與：β=0.340，p<0.001)，假設H1和假設H3得證。競爭壓力對供應商創新貢獻顯著負相關(β=-0.326，p<0.001)，假設H2得證。

M3的結果表明，M3得解釋力相比M2有提升(ΔR2=0.238，p<0.001)，激勵和競爭壓力的協同作用與供應商創新貢獻不相關(β=-0.018，p=0.774)，假設H4不成立。激勵和直接參與的協同作用對供應商創新貢獻顯著正相關(β=0.337，p<0.001)，假設H5得證。直接參與和競爭壓力的協同作用對供應商創新貢獻顯著負相關(β=-0.297，p<0.001)，假設H6得證。

5 結論與啟示

5.1 結論

本研究結合認知評價理論，探明了不同形式供應商開發及其協同與供應商創新貢獻之間的關系，在對中國170家農業機械制造企業實證研究的基礎上提出以下結論。

1) 農業機械制造企業的激勵和直接參與對供應商創新貢獻具有顯著正向影響(H1、H3成立)，激勵和直接參與一方面通過知識和資源的轉移提升了供應商的能力，另一方面提升供應商對農機制造企業的內在動機，促進關系承諾和貢獻意愿，從而提升供應商創新貢獻。競爭壓力對供應商創新貢獻具有顯著負向影響(H2成立)，競爭壓力的使用損害了供應商的自主性和勝任感，降低了供應商創新貢獻。

2) 競爭壓力和激勵的協同對供應商創新貢獻不顯著(H4不成立)，分析認為根據社會交換理論(SET)，激勵帶來的信任和互惠是隨時間推移而發展的，而競爭壓力的使用可能把那些表現不佳的供應商踢出核心供應基，導致激勵的“洗白”作用沒有機會得以展現[13]。激勵和直接參與的協同對供應商創新貢獻有顯著正向影響(H5成立)，直接參與帶來的自主性氛圍會提升供應商的內在動機，而激勵帶來的勝任感會強化其關系選擇的正確性，進一步加強內在動機，提升供應商創新貢獻。競爭壓力和直接參與的協同對供應商創新貢獻有顯著負向影響(H6成立)，競爭壓力的外部控制力量會破壞直接參與所營造的自主感氛圍，損害供應商內在動機并降低其創新貢獻。

3) 供應商創新貢獻的增加對農業機械制造企業技術創新能力的提升具有重要意義。具體而言，供應商對農業機械制造企業技術創新的貢獻主要體現在供應商實物和創新資源的主動轉移(包括新穎的零部件、關鍵技術信息、互補能力和新的創意等)。基于資源基礎觀，這些重要資源會使得農業機械制造企業在新產品開發成本、質量、周期等方面有顯著改善，可大幅提高農業機械制造企業的技術創新能力。

5.2 理論貢獻

1) 揭示了農業機械制造企業供應商開發對供應商創新貢獻的影響機理，豐富了協同創新領域的研究。已有研究更多把供應商開發作為一種實踐看待，并研究其對供應商績效的影響。但如何通過供應商開發提升供應商創新貢獻，相關研究未闡明。本研究以認知評價理論為視角，將供應商開發視為一種治理機制，探明不同形式供應商開發對供應商創新貢獻影響及差異，進一步拓展了協同創新領域的研究。

2) 基于認知評價理論，探明了農業機械制造企業不同形式供應商開發及其協同對供應商創新貢獻的影響，豐富了供應商開發領域的研究。以往的研究都是把供應商開發作為一個整體或不同形式的細分來研究其對于供應商的影響，沒有考慮到現實中可能存在的不同形式協同使用的情況。本研究考慮了不同形式供應商開發的協同，并揭示其對供應商創新貢獻的不同影響，為供應商開發領域的研究做出一定貢獻。

5.3 管理啟示

對于那些想提升技術創新能力的農業機械制造企業來說，管理者應充分考慮如何通過供應商開發來調動供應商的積極性，增加其對農業機械制造企業技術創新的貢獻。具體如下：農業機械制造企業應積極的采用直接參與和激勵的方式充分激發供應商的內在動機，構建與供應商之間的長期信任關系，促使其為技術創新做出貢獻。并且在此過程中應盡量避免競爭壓力的應用，以免損害供應商內在動機。另外，農業機械制造企業應謹慎考慮是否使用兩種開發形式的協同來提升供應商的貢獻。具體來說，直接參與和激勵的協同比兩種措施單獨使用都更有效，應積極的協同使用，而競爭壓力和直接參與的協同使用則會嚴重損害直接參與的正向作用，應避免其協同使用。