基于供应商创新性开发的绿色产品创新绩效提升策略研究

绿色发展已成为中国制造业当前乃至未来很长一段时间发展的核心理念，绿色化成为驱动中国制造企业产品创新的又一关键要素[1]。制造企业绿色产品创新要求尽可能降低新产品在生产、分销、使用和回收等全生命周期中的能源消耗，并最大限度减少新产品对人身健康和自然环境的负面影响[2]。相对普通产品创新而言，绿色产品创新的系统性和复杂性更高[3]，单纯依靠提高下游企业环保技术和清洁生产能力难以实现真正意义上的绿色产品创新，需要整合供应商并使之参与制造企业绿色产品创新。实现供应商参与绿色产品创新的预期效果，需要供应商针对制造企业绿色产品创新的特定需求开展协同创新。然而，实践中制造企业开展绿色产品创新面临更高的技术不确定性和需求不确定性(例如新能源汽车及其补贴政策)。许多供应商即使参与了制造企业主导的绿色产品创新项目，但由于缺少面向制造企业绿色产品创新需求的创新能力和意愿，不仅无法帮助企业提升绿色产品创新效率，反而增加了研发成本。

为了确保供应商参与效能，制造企业需要通过特定跨组织管理行为，提升供应商面向制造企业产品创新需求的创新能力和意愿，即开发供应商创新性[4-5]。绿色供应链管理相关研究发现，制造企业根据自身需求改进供应商绿色工艺、技术和管理能力的绿色供应商开发行为，能够显著提升供应商绩效[6]，但有关制造企业开发供应商绿色创新性的研究还很少见。此外，虽然已有研究发现组织兼容和组织互补作为组织匹配的两个维度，能够促进供应链企业间协同[7]，但供应商参与绿色产品创新中供应商与制造企业的组织兼容和互补，对制造企业开发供应商绿色创新性的作用机制仍不明晰。据此，通过来自中国制造企业样本数据的实证研究，探讨供应商参与绿色产品创新中，制造企业在不同供应商组织适配条件下，有效激发供应商绿色创新性，进而提升绿色产品创新绩效的供应商开发策略。本文不仅有利于丰富供应商参与绿色产品创新的研究，拓展企业间协同创新理论，还能为中国制造企业开展供应商参与绿色产品创新的管理实践提供参考。

1 理论基础

1.1 供应商参与绿色产品创新

绿色产品创新是指在产品设计、生产和营销环节引入绿色理念，尽可能降低新产品在其全生命周期中(包括生产、分销、使用和回收/报废等阶段)的能源消耗，并最大限度减少新产品对人身健康和自然环境负面影响的产品创新实践[2,8]。Dangelico[9]梳理已有研究发现，管理模式、关系质量、资源与能力、流程开发4个方面与绿色产品创新的成功关系最为密切。从资源与能力的角度出发，由于绿色产品创新具有系统性、非体验性和复杂性特点，绿色产品创新比普通产品创新更依赖于外部组织协同[3]。相对科研院所和客户等外部机构，供应商的市场导向使其能够更迅速地了解制造企业产品创新需求，并且能够在企业新产品研发与投产衔接中发挥重要作用[10]，同时，供应商与产业链下游企业合作经验丰富，熟悉制造企业技术和需求，了解制造企业生产和运营模式，故供应商参与不仅能够降低绿色产品创新风险，还能有效提高创新成功率[11]。

但已有研究发现，供应商参与有可能导致创新效率降低并增加研发成本[12]。即使供应商具备某些制造企业需要的技术专长，也不排除其仍然存在某些影响双方协同创新的短板，例如该供应商不能或不愿将新技术融入客户需要的绿色新产品中，或者不能适应制造企业绿色新产品量产后供应链管理要求[5]。同时，由于协同创新项目团队成员来自不同公司和技能组，如果供应商不能有效进行跨组织协调，绿色产品创新协同工作就无法按照预期顺利展开[13]。为避免由于供应商相关能力或意愿的缺失，对制造企业绿色产品创新造成负面影响，制造企业可以选择更换供应商，也可以使相关零件或原材料内部化(如收购供应商)。但上述两种方案都需要制造企业承担高昂的交易成本和转换成本。当供应商相关能力及意愿缺失并不十分严重且供应端竞争又比较激烈时，制造企业选择开发现有供应商，提升供应商面向企业产品创新需求的创新能力和意愿，即开发供应商创新性更为可行[4-5]。然而，供应商参与绿色产品创新情景下，有关制造企业如何开发供应商绿色创新性的研究还很少。

1.2 供应商创新性开发与组织匹配

供应链管理相关研究认为，供应商开发是指制造企业通过向供应商提供建议、信息、技能、指导和协助，使供应商按照制造企业需求实现相关绩效或能力提升的一种供应链管理实践[14-15]。根据供应商开发行为是否需要制造企业直接投入专用性资产，分为直接和间接供应商开发。其中，直接供应商开发包括共享技术知识和组织惯例，通过直接投入人员、设施和资金帮助供应商达到制造企业供应链管理的要求；间接供应商开发通常表现为制造企业促使供应商主动适应制造企业供应链需求的奖惩机制和考核评价机制[16-17]。绿色供应商开发更侧重于提升供应商环保和绿色能力[6]。制造企业通过绿色供应商开发，能够促进双方共同解决问题能力的提升，从而有效防范制造企业绿色产品出现设计错误、质量缺陷和技术故障等问题[18]。绿色供应商开发不仅可以提高供应链绿色化程度，还能帮助制造企业提高绿色产品竞争力[19]。但已有研究基本上围绕制造企业供应链绿色化展开，还没有研究专门针对制造商—供应商绿色产品创新协同的情景，探析直接和间接绿色供应商开发对供应商绿色创新性的影响，以及不同形式绿色供应商开发的协同效应。

基于组织匹配理论，供应链企业之间的组织匹配包括组织互补和组织兼容两个方面，供应商与制造企业作为两个独立组织之间的兼容和互补，可以促进公开信息交流，提升双方合作效率，同时提高合作成功率[7]。制造商—供应商之间的兼容涵盖双方技术兼容、文化兼容性和目标一致性[20]；互补是指双方核心业务或能力之间的差异或相互依赖，以及制造企业或供应商贡献独特优势和资源的程度[21]。最新研究发现，供应商适配制造企业有助于提升企业间资源利用效率，缓解环保创新资源匮乏状况，使制造商—供应商之间协同效应最大化[22]。然而，供应商组织兼容和组织互补作为供应商适配制造企业组织的两个维度，已有研究尚未探明制造企业在开发供应商绿色创新性过程中，供应商组织兼容和组织互补可能产生的调节作用及其作用形式异同，导致制造企业无法根据核心供应商组织适配的特点，有针对性地设计能够有效开发供应商绿色创新性的绿色供应商开发策略。

2 研究假设与模型构建

2.1 绿色供应商开发的影响

直接绿色供应商开发的实践形式包括制造企业就有关环保和绿色管理问题开展教育活动(例如举办提高绿色生产意识的研讨会)，以及制造企业直接向供应商派遣相关技术人员，为供应商提供现场咨询[17]。因此，直接绿色供应商开发属于一种高水准的人际互动，能够高效完成制造企业向供应商的知识转移，通过绿色技术或相关知识转移，帮助供应商提高绿色技术能力，使其能力达到制造企业绿色产品创新的要求。此外，制造企业向供应商提供技术支持、援助和指导等额外投资，客观上也提高了供应商自身竞争力。根据社会交换理论，为回报制造企业带来的额外利益，供应商将更主动地向制造企业提供绿色产品创新所需的各种资源[15]，例如将研发人员优先派遣到制造企业开展绿色产品研发工作，并投资特定设备，帮助制造企业进行绿色产品创新。据此，提出如下假设：

H1a：直接绿色供应商开发正向影响供应商绿色创新性。

间接绿色供应商开发的常见实践形式包括绿色供应商评估、交流供应商绿色绩效评价结果和绩效目标等，并基于评价考核结果对供应商进行奖励[17]。制造企业通过间接绿色供应商开发，为供应商行为制定标准和常规程序，有助于消除双重标准，减少供应商对制造企业要求的误解，从而使供应商在参与绿色创新过程中的表现更符合制造企业需求。此外，正式化的绿色供应商评估，有助于供应商对制造企业的能力和专业性形成正面认知，从而增进供应商对制造企业的信任。制造商可以提升供应商面向制造企业产品创新需求的创新意愿。此外，间接绿色供应商开发也可以作为一种激励制度，根据供应商的表现对供应商进行奖赏，以此正向激励供应商提升制造企业绿色创新能力，使其达到绿色新产品对零部件或原材料的要求。据此，提出如下假设：

H1b：间接绿色供应商开发正向影响供应商绿色创新性。

直接绿色供应商开发与间接绿色供应商开发的使用存在先后顺序，同时使用并不能带来积极的协同效应，甚至会产生负面影响。基于目标管理理论，制造企业需要先开展间接供应商开发，使供应商明确制造企业的需求、标准和自身不足，再通过直接供应商开发向供应商转移相关知识和技术，这种提升供应商能力的管理行为才更有针对性和效率[17]。如果制造企业进行直接绿色供应商开发，同时，凭借包括大量强制措施的间接绿色供应商开发控制供应商行为，则会导致供应商产生自主经营权被剥夺的认知，降低供应商对制造企业的信任。信任的降低会挫伤供应商为适应制造企业绿色产品创新需求而配置资源的积极性，使得制造企业通过直接供应商开发转移知识和技术的行为面临更多不确定性，不利于企业之间的绿色产品创新协同达到预期效果。据此，提出如下假设：

H1c：直接和间接绿色供应商开发协同负向影响供应商绿色创新性。

供应商参与绿色产品创新中，如果供应商具备面向制造企业需求进行绿色创新的能力或意愿，则供应商的绿色创新成果最终都将嵌入到供应商为制造企业提供的原材料和零部件中，直接完成供应商绿色创新能力和意愿向制造企业绿色新产品的转移。这种做法不仅能减少绿色产品开发的时间和成本，还能提高新产品质量，使制造企业绿色产品更具市场竞争力[23]。此外，供应商的绿色创新能力和意愿可以作为制造企业绿色产品创新的重要补充。李娜等[4]认为，供应商的创新性使供应商拥有更强的技术能力和创新意愿去参与制造企业产品创新。同样，制造企业与绿色创新能力强的供应商合作，为双方员工创造了更多学习机会，使制造企业更好地吸收和运用供应商绿色技术和知识，并促进制造企业绿色产品成功率大幅提升。因此，供应商绿色创新性越高，越有利于供应商对制造企业绿色产品创新绩效提升作出更多贡献。据此，提出如下假设：

H2：供应商绿色创新性正向影响制造企业绿色产品创新绩效。

2.2 供应商组织适配的影响

供应商与制造企业之间技术和业务的兼容，有助于组织间就高技术及缄默知识进行沟通和解释[26]。同时，组织兼容有助于提高合作伙伴相互学习效率，整合合作伙伴现有知识和技能，从而为协同创新团队带来新想法和见解[20]。因此，组织兼容使供应商能够快速消化吸收制造企业向其转移的知识和技术，并将其重组成自己的新技术，从而提高制造企业通过直接绿色供应商开发向供应商分享、转让绿色技术知识的效率，以及供应商利用制造企业绿色技术知识开展绿色创新的效果。此外，供应商与制造企业目标兼容作为组织兼容的重要表现形式，决定了供应商对绿色协同创新任务的愿景能否与制造企业保持一致[20]。如果能够保持一致，在供应商参与绿色产品创新中，对其中一方有益的也符合另一方的利益，则协同创新工作在共同利益的驱使下更容易取得成功。反之，如果不能保持一致，供应商会基于自身目标导向下的利益最大化原则，排斥制造企业对其进行直接绿色供应商开发，从而影响直接绿色供应商开发的实施效果。据此，提出如下假设：

H3a：组织兼容正向调节直接绿色供应商开发与供应商绿色创新性之间的关系。

组织兼容还具体表现为供应商与制造企业之间在信息系统、软件、硬件和网络系统等技术设施上的兼容，上述设施的兼容有助于在间接绿色供应商开发过程中双方建立开放共享的沟通渠道，降低供应商对制造企业单方面逃避责任和采取机会主义行为的风险感知[27]，使间接绿色供应商开发对供应商的激励作用更显著。此外，技术设施兼容带来的数字化信息共享渠道，使制造企业能够及时掌握供应商相关业务绿色化程度，并实现跨企业的数据融合，因而制造企业对供应商评估、考核和反馈的效率将大幅提高，开展上述相关活动的成本也将明显降低。此外，组织兼容带来组织间管理风格和文化上的一致性，能够促进制造商—供应商之间关系质量的提升[22]，以此抑制绿色产品创新协同过程中由间接绿色供应商开发行为(例如奖惩和考核)带来的组织间冲突及损耗。同时，知识兼容也可以使制造企业花费更少成本和时间整合双方资源，有利于提升制造企业对供应商的绿色评价、考核和反馈效率。据此，提出如下假设：

H3b：组织兼容正向调节间接绿色供应商开发与供应商绿色创新性之间的关系。

资源互补作为供应商与制造企业组织互补的主要表现形式，反映了供应商资源对企业间协同的价值[7]。供应商参与绿色产品创新，与拥有同质化资源的供应商相比，共享互补资源使绿色产品创新协同工作更容易取得成功。这是因为，组织互补为绿色产品创新协同项目提供了更丰富的资产池，有利于企业间技术和知识等不可交易资源的共享，以便实现任何一方都无法独立实现的创新目标[7]。也就是说，协同创新主体之间资源互补性越强，组织学习、利用和创造知识的整体效益就越大，更多的利益获取有助于提升供应商配合制造企业直接绿色供应商开发行为的意愿。此外，组织互补减少了组织间竞争，增强了供应商对制造企业善意和能力的信念，激发了供应商维护与制造企业关系的动机[22]，因而更愿意接受制造企业主导的绿色供应商开发行为，即供应商会更加积极地接受制造企业知识培训，从而放大直接绿色供应商对于供应商绿色创新性的积极作用。据此，提出如下假设：

H4a：组织互补正向调节直接绿色供应商开发与供应商绿色创新性之间的关系。

供应链伙伴之间的互补性越强，就越有可能产生特殊且能够为彼此带来竞争优势的关系资产[22]，增加供应商对于制造企业能够帮助其增强市场竞争力的预期，为此供应商将更愿意配合制造企业达到间接绿色供应商开发对供应商绿色创新能力和意愿的要求。此外，间接绿色供应商开发包括制造企业激励供应商采取有关绿色创新行为的决策，以及确保供应商遵守制造企业绿色产品创新的指示和要求。如果制造企业与供应商的技术和知识互补，将为供应商绿色创新能力提升提供捷径，供应商也不会为了获取互补的技术知识而付出高昂成本，承担更大风险。也就是说，组织互补节约了间接绿色供应商开发成本，降低了开发风险和难度，从而使供应商绿色创新能力和意愿得到更显著提升。据此，提出如下假设：

H4b：组织互补正向调节间接绿色供应商开发与供应商绿色创新性之间的关系。

基于以上假设论证，构建理论模型，如图1所示。

3 研究设计

3.1 样本数据来源

由于我国传统制造业中存在的环境污染问题比较严重，加之产业结构转型升级的客观需要，企业面临巨大的绿色发展压力，各主要行业已普遍就绿色产品创新的定位达成共识。因此，样本主要来自石油化工、汽车、重型机械等对实现国民经济绿色发展意义重大的重化工业，以及纺织、食品、家电等与广大消费者健康直接相关的轻工业。为避免其它因素的干扰，在样本选取中重点考虑市场化程度比较高的企业。

本研究各问卷题项除控制变量外，均采用符合“内部一致性”的李克特7级量表，其中，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”。调查小组先后奔赴陕西、江苏、上海、山东等地区对相关行业制造企业发放问卷400份。总计回收问卷235份，回收率为58.75% ，回收情况符合标准，剔除无效问卷和重复问卷，最终保留 195份问卷。描述性统计结果显示，各行业制造企业所占比例较为平均，样本企业规模和成立时间分布均匀，调查对象均为了解供应管理和新产品开发的企业中高层管理人员，其中包括制造企业高管、供应链经理、产品经理和市场营销主管，符合研究要求。

3.2 变量测量

为确保测量量表信度与效度，主要采用国内外已有研究使用过的成熟量表。文中“核心供应商”是指近3年制造企业采购花费排行榜中前30%的供应商。

(1)绿色供应商开发测量。参考Blome等[6]和Wagner[17]的研究，直接绿化供应商(DGSD)测量题项包括5条，如“我司对核心供应商的员工进行绿色技能培训”、“我司向核心供应商提供绿色技术设备或工具”、“我司派专家指导核心供应商绿色产品开发与制造”等。参考Wagner[17]和Agan[19]等的研究，间接绿化供应商(IGSD)测量题项包括5条，如“我司要求核心供应商获得第三方给予的绿色认证”、“我司派遣人员审查核心供应商在采购、生产和物流环节的绿色化程度”等。

(2)供应商组织适配测量。参考Moshtari[7]和Shou等[22]的研究，组织兼容(OCT)包括4条，如“核心供应商与我司有相似的企业文化和管理风格”、“核心供应商与我司有相似的目标和宗旨”等。组织互补(OCL)包括“核心供应商具备的资源对我司来说非常有价值”、“核心供应商具备的资源对我司完成商业目标非常重要”等。

(3)供应商绿色创新性测量。参考李勃等[10]、Cheng[13]和李随成等[23]的研究，供应商绿色创新性(SGI)测量题项包括4条，如“核心供应商愿意率先针对我司绿色产品创新需求而开展创新”、“核心供应商愿意与我司分享最先进的绿色技术和知识”等。

(4)制造企业绿色产品创新绩效测量。参考Chang[24]和潘楚林等[25]的研究，绿色产品创新绩效(GPIP)测量题项包括5条，如“我司采用对环境污染最小的原材料开发或设计新产品”、“我司采用对人类健康危害最小的原材料开发或设计新产品”等。

(5)制造企业核心供应商绿色创新性除受到绿色供应商开发的影响外，还可能受到制造企业自身特征的影响。所以，本文选取企业年龄和企业规模作为控制变量。用企业运营时间测量企业年龄，用企业各部门员工总数测量企业规模，控制变量采用5级量表。

4 假设检验

4.1 信度与效度分析

本研究主要采用国内外已研究使用过的成熟量表，在设计量表的过程中，综合供应链领域与产品创新管理领域专家和企业高管的意见，在不改变量表题项原有意思的基础上进行语言上的修改，保证量表具有可靠的内容效度。由表1可知，各变量因子载荷均大于0.6，各潜变量变异解释度(AVE)均大于0.5，组合信度(CR)均大于0.7，表明量表具有良好的聚合效度。一般认为，各变量的Cronbach's α值在0.7以上说明可靠，根据结果可知，所有量表的Cronbach's α值均不小于0.7，说明本研究回收的问卷具有良好的信度，满足研究需要。通过验证性因子分析可知，本研究涉及的各个变量拟合指标都在要求范围内，表明本研究回收的问卷具有良好建构效度。为验证区别效度，取各变量平均提取方差值AVE的算数平方根与其它变量相关系数的绝对值进行比较。结果显示，AVE算数平方根均大于对应相关系数绝对值，表明本研究回收的问卷具有良好的区别效度。

4.2 描述性统计与相关性分析

变量描述性统计和Pearson相关分析结果见表2。由表2可知，直接和间接绿色供应商开发与供应商绿色创新性，供应商绿色创新性与绿色产品创新绩效之间存在相关关系，初步验证了H1a、H1b和H2。同时，各变量相关系数均小于0.6，表明多重共线性问题在可接受范围内。为进一步验证相关假设，构建结构方程模型并通过多层回归分析验证H1c、H3a、H3b、H4a和H4b。

4.3 主效应检验

首先，采用AMOS21软件构建结构方程模型，将直接绿色供应商开发、间接绿色供应商开发、供应商绿色创新性和绿色新产品创新绩效样本数据引入模型，进而对整体模型进行拟合分析，并验证主效应。结构方程模型的标准化回归计算结果如表3所示，模型整体拟合情况如表4所示。

由表3和表4可知，结构方程模型的主要拟合指标均达到可接受水平，模型整体拟合良好，直接和间接绿色供应商开发与供应商绿色创新性，以及供应商绿色创新性与绿色产品创新绩效之间关系得到验证，即H1a、H1b、H2成立。

4.4 调节效应检验

为了进一步明确各变量之间的关系，在加入企业年龄和企业规模两个控制变量的基础上，将供应商绿色创新性作为因变量，分别加入自变量和调节变量及其交互项进行回归分析，结果如表5所示。本研究对所有变量均采用均值中心化处理，避免多重共线性对研究结果的干扰。

计算分为4步进行，首先在模型1中加入两个控制变量。其次，在模型2中加入直接绿色供应商开发和间接绿色供应商开发。模型3在模型2的基础上加入直接绿色供应商开发和间接绿色供应商开发的交互项。最后，为了验证组织匹配的调节效应，建立模型4-模型7，这些模型分别加入直接绿色供应商开发、间接绿色供应商开发分别与组织兼容、组织互补的交互项。

在模型1中，F值为0.213，表明两个控制变量对于因变量的解释效力不显著。在模型2中，直接绿色供应商开发的标准化回归系数β=0.217(P<0. 01)，间接绿色供应商开发的标准化回归系数β=0.323(P<0.001)，F值为10.471，H1a和H1b再次得到验证。在模型3中直接绿色供应商开发和间接绿色供应商开发交互项的标准化回归系数β=-0.157(P<0. 05)，F值为9.729，调整后R2为0.184，假设H1c得到验证。

在模型4中，加入直接绿色供应商开发与组织兼容的交互项，标准化回归系数β=0.262 (P<0. 001)，F值为7.946，调整后R2为0.125，假设H3a得证。在模型5中，加入间接绿色供应商开发和组织兼容的交互项，标准化回归系数β=0.179(P<0. 01)，F值为9.496，调整后R2为0.149，假设H3b得到验证。在模型6中加入直接绿色供应商开发与组织互补的交互项，标准化回归系数β=0.281(P<0. 001)，F值为7.728，调整后R2为0.122，假设H4a得证。在模型7中，加入间接绿色供应商开发和组织互补的交互项，标准化回归系数β=0.042，F值为7.585，调整后R2为0.120，假设H4b未能通过验证。

最后，为了进一步探析组织兼容对直接绿色供应商开发和间接绿色供应商开发的调节作用，使用Cheng & Huizingh[28]提出的卡方差值检验法。

首先，构建总体模型，包括路径：①直接绿色供应商开发—供应商绿色创新性；②间接绿色供应商开发—供应商绿色创新性；③组织兼容—供应商绿色创新性；④组织互补—供应商绿色创新性；⑤直接绿色供应商开发×间接绿色供应商开发—供应商绿色创新性；⑥直接绿色供应商开发×组织兼容—供应商绿色创新性；⑦间接绿色供应商开发×组织兼容—供应商绿色创新性；⑧直接绿色供应商开发×组织互补—供应商绿色创新性；⑨间接绿色供应商开发×组织互补—供应商绿色创新性。然后，计算该模型的卡方值。

其次，仿照总体模型构建第二个模型，但排除路径⑥，计算卡方值，得到总体模型与第二个模型的卡方差值787.886。最后，仿照总体模型构建第三个模型，并排除路径⑦，得到总体模型与第三个模型的卡方差值769.533。比较DGSD×OCT VS IGSD×OCT，Δχ2为18.353，P<0.01。由此可见，相对间接绿色供应商开发而言，供应商组织兼容对直接绿色供应商开发与供应商绿色创新性之间的正向调节作用更强。

4.5 Bootstrap检验

主效应检验证明了假设H1a、H1b和H2。为确保研究结论的可靠性并探析变量之间的间接效应，采用“拔靴法”，即利用Process的模板4进行基于Bootstrap的间接效应检验。如表6所示，直接绿色供应商开发的间接效应点估计值为0.094，95%的置信区间CI=[0.018，0.196]；间接绿色供应商开发的间接效应点估计值为0.117，95%的置信区间CI=[0.047，0.202]，两者均不包含0。以上结果不仅再次验证了H1a、H1b和H2，还确证了直接和间接绿色供应商开发均能通过供应商绿色创新性对绿色产品创新绩效产生正向作用。

调节效应检验证明假设H3a、H3b和H4a成立，为检验调节效应的可靠性并探析组织匹配是否能够通过供应商绿色创新性调节自变量(直接和间接供应商开发)与因变量(制造企业绿色产品创新绩效)之间的关系。采用Process的模板7进行基于Bootstrap的被中介的调节作用检验，按照均值加减一个标准差，区别低、中、高3种组织兼容和组织互补，检验不同条件下的中介效应。

如表7所示，对于直接绿色供应商开发而言，在组织兼容处于中等水平和高水平时，95%的置信区间分别为[0.016, 0.194]和[0.027，0.293]，均不包含0，表明中介作用显著；而当组织兼容处于低水平时，95%置信区间为[-0.007，0.131]，包含0，中介作用不显著。对于间接供应商开发而言，在组织兼容处于中、高水平时，95%置信区间分别为[0.033，0.175]和[0.044，0.271]，均不包含0；而当组织兼容的水平较低时，95%的置信区间为[-0.016，0.117]，包含0。以上结果再次验证了假设H3a和H3b，还确证了组织兼容能够通过供应商绿色创新性正向调节自变量与因变量间关系。

由表8可知，在组织互补处于更高水平时，直接绿色供应商开发通过供应商绿色创新性对绿色产品创新绩效的正向作用更强。低水平、中等水平和高水平组织互补条件下，95%置信区间分别为[0.009，0.143]、[0.013，0.166]和[0.002，0.226]，均不包含0，置信区间逐渐增加。以上结果再次验证了假设H4a，同时还确证了组织互补能够通过供应商绿色创新性正向调节直接绿色供应商开发与绿色产品创新绩效之间的关系。

5 结果讨论

(1)假设H1a(标准化路径系数β=0.268，T值为3.469，且在0.001的水平上显著)、H1b(标准化路径系数β=0.255，T值为4.676，且在0.001的水平上显著)、H1c(β=-0.157，F=9.729，调整后R2=0.184)、H2(标准化路径系数β=0.424，T值为4.301，且在0.001的水平上显著)通过检验，同时，相关变量还通过了基于Bootstrap的间接效应检验，表明供应商参与绿色产品创新中，制造企业采取直接或间接绿色供应商开发均能通过供应商绿色创新性，对绿色产品创新绩效产生显著正向影响，但不能同时对供应商开展直接绿色供应商开发和间接绿色供应商开发，否则将抵消绿色供应商开发的积极作用。已有研究对绿色供应商开发进行了探讨，并指出制造企业通过绿色供应商开发能有效提升供应商绩效[6]。本文研究发现，供应商参与绿色产品创新中，制造企业通过绿色供应商开发激发供应商绿色创新性，进而提升绿色产品创新绩效的路径，该路径为提升供应商参与绿色产品创新效能相关研究提供了新思路。

(2)假设H3a(β=0.262，F=7.946，调整后R2=0.125)、H3b(β=0.179，F=9.496，调整后R2=0.149)通过检验，表明供应商参与绿色产品创新中，供应商组织兼容程度越高，绿色供应商开发对供应商绿色创新性的正向作用越大。相对直接绿色供应商开发而言，供应商组织兼容对间接绿色供应商开发的正向作用较弱(Δχ2=18.353，P<0.01)。同时，假设H4a(β=0.281，F=7.728，调整后R2=0.122)通过检验，但假设H4b未能通过(β=0.042，F=7.585，调整后R2=0.120)，表明供应商参与绿色产品创新中，供应商组织互补程度越高，直接绿色供应商开发对供应商绿色创新性的正向作用越大，但不能增加间接绿色供应商开发对绿色供应商创新性的正向作用。这是因为，随着供应商组织互补程度的增加，制造企业与供应商之间的知识和技术距离逐渐增大，此时制造企业通过间接绿色供应商开发，对供应商进行评价考核变得更加困难，因而在一定程度上抵消了组织互补的积极作用。已有研究发现，制造商—供应商产品创新协同中组织兼容作为组织匹配的重要维度之一，能够直接正向影响产品创新绩效[20]。本研究进一步发现，供应商组织兼容和互补对于双方绿色产品创新协同存在调节作用，而且根据协同创新中制造企业对供应商的具体管理形式，组织兼容和组织互补的调节作用存在明显差异。该发现丰富和拓展了企业间协同创新理论。

综上所述，供应商参与绿色产品创新中制造企业绿色产品创新绩效的提升策略包括以下两点：①制造企业可以通过直接或间接绿色供应商开发的方式激发供应商绿色创新性，进而提升绿色产品创新绩效，但应尽量避免同时使用直接和间接绿色供应商开发；②虽然制造企业开展供应商参与绿色产品创新时会考虑核心供应商的组织适配程度，但组织匹配分为组织兼容和组织互补两个维度，不同企业核心供应商的组织适配形式可能存在较大差异。本研究探明了供应商组织适配形式差异对绿色供应商开发实施效果的不同作用。当制造企业核心供应商的组织适配以兼容为主时，企业可以根据实际情况选择直接绿色供应商开发或间接绿色供应商开发，同等情况下优先考虑直接绿色供应商开发。但当核心供应商的组织适配以互补为主时，由于直接和间接绿色供应商开发不能同时使用，制造企业最好采用直接绿色供应商开发，同时尽量避免使用间接绿色供应商开发。

6 结语

本研究基于供应商参与绿色产品创新的情景，探明了制造企业在不同供应商组织适配条件下，均能有效激发供应商绿色创新性，进而提升绿色产品创新绩效的供应商开发策略。提出了制造商—供应商绿色产品创新协同中，制造企业提升绿色产品创新绩效的路径，充实了有关供应商参与绿色产品创新的研究。同时，从组织匹配理论视角，探明了供应商参与绿色产品创新中供应商创新性的开发机制，丰富和拓展了企业间协同创新理论。然而，本研究还存在如下不足：首先，由于单边数据的局限，只能从制造企业视角探究核心供应商对制造企业组织适配的影响，无法探究制造企业对核心供应商组织适配的影响，未来研究可以通过双边数据收集，系统探讨制造商—供应商匹配产生的影响；其次，由于样本回收率偏低，不排除由此导致效度问题的可能，后续研究可通过更精巧的研究设计，保证问卷收集的随机性和回收率；最后，回收了多个行业数据，但未对行业进行聚类分析，未来可基于特定行业样本数据开展研究。

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