开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
This study takes the participation of suppliers in green technology innovation initiated by traditional manufacturing enterprises as an example. From the perspective of the psychological contract, this study examines the implementation mechanisms that enhance suppliers′ participation efficiency in green technological innovation. By analyzing the internal and external psychological rights of suppliers and their synergistic effects, it explores how these factors influence participation efficiency. Additionally, the study investigates the mediating role of suppliers′ perceived green avoidance tendencies. This study selects paired sample data from 211 Chinese manufacturing enterprises and suppliers for empirical research, and employs the methods of hierarchical regression analysis, polynomial regression, and response surface analysis to empirically test theoretical models and hypotheses.
The empirical research results indicate that the perceived green avoidance tendency of suppliers plays a mediating role between their internal and external psychological rights and the efficiency of their participation in green technology innovation; there is a synergistic effect between the psychological rights of the two types of suppliers mentioned above. The synergistic effect of inconsistent combinations of internal and external psychological rights of suppliers is generally better than that of consistent combinations. The synergistic effect of the "low internal- low external" combination of psychological rights is better than that of the "high internal-high external" combination and the synergistic effect of the "low internal-high external" combination is better than that of the "high internal-low external" combination. Thus, when suppliers have both low internal and external psychological rights, it is crucial to empower upstream suppliers in green technology co-innovation with traditional manufacturing enterprises. For example, establishing and improving mechanisms for traditional manufacturing enterprises to initiate green technology co-innovation within the supply chain can enable these enterprises to monitor project progress and green innovation needs in real-time. This approach helps reduce suppliers′ perception of green avoidance tendencies. This, in turn, promotes their engagement in achieving the green technology innovation goals of traditional manufacturing enterprises.
This study investigates how the internal and external psychological rights of open innovation participants enhance the efficiency of suppliers′ participation in green technology innovation from the perspective of the psychological contract. The findings offer novel insights into the mechanisms underlying the enhancement of suppliers′ participation efficiency in green innovation. The empirical analysis supports the conclusions of this study, contributing to the literature on open green innovation and providing theoretical guidance for traditional Chinese manufacturing enterprises to achieve innovation-driven green transformation through the strategic use of industry and supply chain resources. This research thus bridges a gap in the existing literature and offers practical implications for sustainable development in the manufacturing sector.
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2024年2月,工业和信息化部等七部门联合发布《关于加快推动制造业绿色化发展的指导意见》,进一步明确以技术创新推进传统制造业绿色转型的基本原则。国内外实践表明,制造企业通过开放式绿色技术创新,积极吸纳供应商的绿色技术资源开展协同创新,能够有效降低创新风险,加快创新产业化速度[1-2]。传统制造企业发起的绿色技术创新,包含绿色工艺创新和绿色产品创新,普遍具有周期长和依托技术新颖性高的特点[3],调整创新采用的技术路线也较为频繁[4]。仅依靠事前订立的正式化书面契约规范协同行为,契约的执行刚性反而不利于创新参与者对变化作出迅速反应,甚至会阻碍开放式绿色技术创新目标的实现。为了克服开放式绿色技术创新障碍,迫切需要面向传统制造企业探索更加灵活有效的开放式创新关系治理机制,以提升供应商参与绿色技术创新效能。
心理契约作为一种隐性的、非正式的契约,通常建立在双方信任和达成共识的基础上,用于约束书面契约无法充分覆盖的关系活动[5]。相关研究表明,下游制造企业通过与供应商建立心理契约,有助于强化供方对双方关系的期望和适应性,促进供方潜在行为规范的形成,从而提升企业在协同创新中对供应商合作行为的控制力[6]。在签订书面契约的基础上进一步补充完善心理契约机制,能够提升合作双方关系质量,提高关系行为的灵活性与响应性,在供应商参与技术创新中发挥重要作用[7]。但目前学界基于心理契约的供应商关系治理机制研究比较有限,使供应商在动态性较高的环境中切实履行绿色协同创新承诺,进而提升其参与绿色技术创新效能的心理契约机制尚不明晰。与此同时,对传统制造企业而言,受其自身技术锁定和创新路径依赖的影响,存在对关键供应商吸引力不足的劣势[8],并且在合作过程中供应商对自身与传统制造企业所拥有的权利通常秉持双重标准,这也是影响传统制造企业与供应商开展高质量合作的主要障碍之一[9]。尽管供应链协同领域的研究已经证明,心理权利作为供应链企业之间心理契约的重要组成[10],供应商心理权利认知的“双标”不利于改善制造企业与供应商的协同关系氛围以及提升关系质量[11]。然而,少有研究从心理契约视角出发,探讨供应商内在、外在心理权利一致/不一致组合对供应商参与绿色技术创新效能的影响,通过心理契约机制提升开放式绿色创新效能的研究有待进一步探索。
据此,本研究以中国传统制造业企业为研究对象,通过收集传统制造企业与供应商配对样本数据开展实证研究。从心理契约视角探讨供应商内在、外在心理权利及其协同效应抑制供应商的绿色逃避倾向感知的机制,进而提升供应商参与绿色技术创新效能。
正式化书面契约通常具有明确、具体的条款和规定,使制造企业与供应商在开展合作的过程中双方权利得到保障,合作义务得以履行,但这种事前制定且具有高度明确性和刚性的条款,使书面契约在双方合作内外部环境发生频繁变化时,难以作出灵活调整。此时,完全依靠正式书面契约治理供应商关系,不仅不能达到规范化和结构化双方之间合作行为的关系治理目标,还会限制创新成果产出效率[12],例如拥有更多协同经验或技术能力的一方更易在动态变化中利用书面契约条款侵害对方权益。事实上,无论制造企业与供应商之间的关系在多大程度上受正式合同约束,总有一套隐含的规则条款被各方所承认或认同[13]。Guo等[14]认为供应链企业间的心理契约是上游供应商或下游制造企业中的任意一方,对有关双方之间合作或交易关系中应遵守不成文或非书面规制的信念。已有研究表明,与正式化的书面契约类似,心理契约对供应链企业间关系的约束同样有效,且具有更低的约束成本[5]。供应商认可的心理契约分为权利和义务两部分[15]。当前,供应商心理义务比较明确,而供应商心理权利则在知觉上将供应商自身与下游制造企业绑定在一起,存在着多种尚不明晰的变化与作用规律,这也是心理契约视角下供应商关系治理机制研究的重点。
在制造企业与供应商的协同关系中,供应商心理权利又细分为供应商内在心理权利(Intrinsic psychological rights)和供应商外在心理权利(External psychological rights)[10]。其中,供应商内在心理权利指供应商在与下游制造企业的协同关系中对自身享有权力和利益的主观信念;供应商外在心理权利指供应商在与下游制造企业的协同关系中对下游制造企业享有权力和利益的主观信念[16]。有研究发现,在供应链协同关系中,上游供应商对内在、外在心理权利的认知并不总是保持一致[12],诱因包含关系双方正式契约条款含糊不清或存在歧义、关系双方信息不对称、关系双方存在文化差异、关系双方地位不平等[6]。
对传统制造企业发起的开放式绿色技术创新而言,供应商作为重要的参与者之一,由于传统制造企业自身技术锁定和路径依赖问题比较突出,存在供应商内在与外在心理权利认知差异被放大的外在条件[17]。供应商对合作关系中心理权利认知的“双标”会造成关系双方合作障碍、信任危机、交易成本激增等问题[5]。然而,供应商内在、外在心理权利认知差异的具体形式还尚不明晰,不同形式差异引发合作双方态度、行为的变化规律,以及认知差异对开放式绿色创新的影响有待进一步研究。
供应商参与绿色技术创新作为企业开放式绿色创新的典型代表,能具体反映出制造企业为达成绿色技术创新目标,与供应商开展战略合作以及协同管理组织内部或外部相关资源的创新管理实践[18-19]。供应商参与绿色技术创新效能反映了通过供应商参与能够达成绿色技术创新目标的程度[20]。在优质绿色技术创新资源相对稀缺的背景下,下游制造企业优先获得上游供应商的资源配置,能够显著提升供应商参与绿色技术创新效能[3]。供应商动员领域的研究表明,上游供应商的心理权利诉求被满足,能够使供应商对与下游制造企业的合作抱有更高价值期望,从而有效提升上游供应商感知下游制造企业的客户方吸引力[10]。综上,通过心理契约治理供应商关系,实现制造企业对供应商绿色创新资源的优先获取,是提升供应商参与绿色技术创新效能的有效途径。
然而,在传统制造企业发起的供应链绿色协同任务中,受传统制造企业自身条件的局限,下游传统制造企业与上游供应商之间沟通不畅、理解存在差异的情况更为普遍[5],导致上下游企业认同心理权利存在复杂性和模糊性,满足相关企业心理权利诉求的难度也将随之提升[21]。心理契约视域下的供应链协同研究表明,一方的心理权利诉求未被充分满足,将加大其对另一方存在协同责任逃避倾向的感知,进而对双方合作关系产生威胁[22]。供应商绿色逃避倾向感知作为在供应链绿色协同关系中制造企业感知供应商机会主义行为风险的一种具体表现形式[23],这种感知超过合理范围或明显高于实际,将导致协同过程中机会主义行为防控成本激增,从而降低供应链绿色协同的有效性[21]。
对传统制造企业发起开放式绿色技术创新而言,通过调控供应商心理权利认知组合,抑制供应商绿色逃避倾向感知,提升供应商参与效能的路径,理论上具有一定可行性.但如何合理利用供应商内在、外在心理权利及其协同效应,抑制供应商绿色逃避倾向感知,进而提升供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能的实现机制尚不明晰。
在供应链协同关系中上游供应商的内在心理权利是一种主观信念,提高内在权利反映了上游供应商期待下游制造企业为双方合作付出更多或做出更多牺牲[10]。如果上游供应商内在心理权利过高,下游制造企业则需要付出更多才能获取供方对双方协同关系充分、准确和及时的资源配置,甚至还会出现付出更多仍达不到预期的情况[24]。同时,许多传统制造企业主导的绿色技术创新具有回报周期长、外部性强的特点[3],双方开展协同创新任务本身的不确定性较高,该情境下供应商内在心理权利过高易导致供应商对传统制造企业的需求完成度低、反馈不及时。根据信号理论的传递机制,制造企业与供应商的协同关系中一方持续增加投入但期望始终得不到相应的满足,将导致一方对另一方的行为感知和合作意图理解出现偏差[15]。也就是说,随着供应商内在心理权利单方面提高,来自上游供应商不对等的合作需求会使得下游制造企业不断增加付出却难以得到合理回报。这种情况会导致在供应链协同过程中下游制造企业感知上游供应商存在故意逃避协同责任的倾向,对于协同任务中外部性强且风险性高的绿色责任,供应商逃避倾向感知更加明显。
对供应商参与传统制造企业绿色技术创新而言,如果不考虑供应商外在心理权利的影响,单方面地提高供应商内在心理权利,将导致传统制造企业无法获得来自供应商的同等反馈。特别是传统制造业产业链下游企业普遍存在创新路径依赖和技术低端“锁定”等先天缺陷,更容易导致传统企业对供应商的合作意图理解产生偏差,激发传统制造企业对供应商的绿色逃避倾向感知,进一步破坏交换关系双方的信任,降低关系质量、增加合作成本。也就是说,持续提高供应商内在心理权利产生的单方面作用,将导致供应商绿色逃避倾向感知的激增并逐步破坏合作创新氛围,从而降低供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能。由此,本文提出如下假设:
H1:供应商内在心理权利的升高会通过增强供应商绿色逃避倾向感知,降低供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能。
在供应链协同关系中上游供应商的外在心理权利也是一种主观信念,高外在权利反映上游供应商愿意为了双方合作对下游制造企业付出更多或做出更多牺牲[10]。如果上游供应商的外在心理权利较高,通常意味着上游供应商需要对下游制造企业采取涉及高资源配置优先级的关系行为[25]。基于社会交换理论,通过更多供应商关系专用型资源投入,使制造企业的收益预期被满足,能够提升制造企业对关系的满意度,使其产生与供应商进一步合作的动机,助力双方关系进入良性循环[26]。此时,下游制造企业与上游供应商在协同过程中的行为更加透明和可预测,双方也更愿意分享合作相关的信息[23]。由于我国传统制造企业普遍面临绿色技术创新资源禀赋不足的困境,上游供应商对下游企业充分开放相关绿色技术知识,将使下游企业更加依赖和信任来自供应商的环保能力和技术资源,并以此弥补自身在绿色创新资源、能力和经验方面的不足。也就是说,随着上游供应商外在心理权利单方面的提高,能够促使双方关系进入良性循环,在供应链协同过程中更多地出现合作透明、信息共享与双方行为可预测等积极现象,降低下游制造企业对上游供应商故意逃避协同任务相关责任的预期。
对供应商参与传统制造企业绿色技术创新而言,如果不考虑供应商内在心理权利的影响,单方面提高供应商外在心理权利,能够进一步改善传统制造企业与供应商的关系,逐步降低传统制造企业的供应商绿色逃避倾向感知,有助于形成良好的合作关系氛围,进一步确保绿色技术创新相关知识和信息的开放交流[3]。也就是说,持续提高供应商外在心理权利产生的单方面作用,能够抑制供应商绿色逃避倾向感知,促使双方开展更有效的知识共享和协同创造活动,从而提高供应商参与绿色技术创新效能。由此,本文提出如下假设:
H2:供应商外在心理权利的升高会通过减弱供应商绿色逃避倾向感知,提升供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能。
在供应链协同关系中供应商内在、外在心理权利同时作用,反映了上游供应商既期望从下游制造企业“获取”权利,也愿意“给予”制造企业权利[27]。两种供应商心理权利协同,既可以增强上游供应商在协同关系中的地位和话语权,又能体现上游供应商与下游制造企业合作的诚意,从而使得双方之间的协同关系更容易达成平衡和互利的状态[5]。供应商高绿色技术水平、高绿色创新资源的优势可以得到理想回报,同时对普遍存在绿色技术创新资源缺口的传统制造企业而言,下游企业的资源需求也能得到满足,有助于双方关系进入互利共生的良性循环。这能够促进双方在协同过程中共同承担风险与责任[28]。此外,基于关系理论的研究认为,这种平衡互利的关系更加稳定,彼此间的信任度也相对更高,是关系租金或关系收益产生的重要基础[29]。如果上游供应商在享受权利的同时逃避协同责任,将付出高昂的关系成本,能够获取的经济效益也相对有限。也就是说,供应商内在、外在心理权利的共同作用,使供应商与制造企业之间更容易形成平衡互利的稳定关系。这不仅有助于双方在协同过程中共同承担风险和责任,同时也提高了供应商逃避协同责任的成本,对于抑制制造企业对供应商逃避协同责任的感知具有积极作用。
对供应商参与传统制造企业绿色技术创新而言,供应商内在、外在心理权利组合产生的协同效应,能够促进双方建立平衡互利的稳定合作关系,从而压缩供应商主观逃避相关绿色责任以获取经济效益的空间,间接起到改善双方合作关系氛围与合作关系质量的正向作用。也就是说,供应商内在与外在心理权利组合,能够通过加强制造企业与供应商之间的长期稳定合作关系,抑制供应商绿色逃避倾向感知,从而提高供应商参与绿色技术创新效能。结合前文,提出假设如下:
H3:供应商内在心理权利与外在心理权利产生的协同效应,会通过减弱供应商绿色逃避倾向感知,对供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能产生积极影响。
构建本研究理论模型,如图1所示。
图1 理论模型
Fig.1 Theoretical model
借鉴国内外已有研究的成熟量表,经过修改使之契合本研究情境,具体步骤如下:①由专业翻译者将英文量表多次双向翻译,将确定的中文量表译为英文后与原文比对,确保研究量表表述的准确性;②在已有研究与相关企业管理人员半结构化访谈的基础上,寻求相关学者意见,对题项的准确性与问卷长度进行修正,确保量表准确反映供应商参与传统制造企业发起的开放式绿色创新实践;③正式调研前,选择20家传统制造企业小规模发放问卷,根据反馈信息修改并确认形成最终的测量量表。除控制变量外,所有变量均采用Likert七级量表评价,分值由低到高表示对调查对象的测量结果,其中1表示完全不同意,7表示完全同意,同意程度逐渐提升。
自变量:供应商心理权利(SPR),指开放式绿色技术创新中,供应商对自身和传统制造企业应享有权利的主观信念。供应商内在心理权利(IPR)反映供应商对自身享有权利的主观信念。供应商外在心理权利(EPR)反映供应商对传统制造企业应享有权利的主观信念。该变量的测度主要依据Youn等[30]、Wang等[10]和Alge等[31]的研究,基于本文研究情境适当修改,最终形成包含9个题项的测量量表。
因变量:供应商参与绿色技术创新效能(SIGIE),反映在开放式绿色技术创新中,传统制造企业通过供应商参与的协同创新达成绿色技术创新目标的程度。该变量的测度主要依据李勃等[21]的研究,基于本文研究情境适当修改,最终形成包含5个题项的测量量表。
中介变量:供应商绿色逃避倾向感知(PTSSG),反映在开放式绿色技术创新中,传统制造企业感知供应商对其应承担的环境保护与绿色化责任的逃避倾向。该变量的测度主要依据Pandey等[23]和Le[32]的研究,基于本文研究情境适当修改,最终形成包含5个题项的测量量表。
控制变量:选取传统制造企业规模、成立年限、行业类型、传统制造企业对供应商的关系依赖程度、地理距离和企业创新性作为控制变量。①传统制造企业如果是大型企业或成立年限较长,通常拥有更丰富的资源和经验,更容易达成绿色协同创新目标。②传统制造企业对绿色创新的投入可能因行业而异。参照原环境保护部发布的《上市公司环保核查行业分类管理名录》,冶金、化工、造纸、纺织和制革14个行业被列为环保核查行业,样本企业中涉及以上高污染行业的将该变量设为1,其余设为0。③关系依赖程度会影响传统制造企业对供应商绿色逃避倾向的感知,用近3年来制造企业为该供应商提供的订单占其年销售额之比衡量。④地理距离能够影响上游供应商与下游传统制造企业的合作意愿以及资源信息互通速度[33],用谷歌地图上供应商与传统制造企业直线距离的自然对数值衡量。⑤企业创新性与协同创新效能存在联系,创新性较强的企业更容易达成绿色技术创新的目标。
本研究基于传统制造企业发起的供应商参与绿色技术创新展开,样本来自陕西、河南、山东、广东、江苏、浙江等地的纺织、化工、金属、食品、运输设备、机械等典型传统制造业,且重点选取产业链下游的企业作为抽样对象。大型央企及涉军涉密企业因资源禀赋独特,且受非市场化因素的影响较大,未将其纳入统计。抽样过程整体采用配对问卷抽样方法,分为传统制造企业问卷以及与之配对的供应商问卷。2024年3—8月完成问卷数据收集。获得传统制造企业与供应商配对样本数据340对(份),剔除因传统制造企业与供应商有显著认知偏差以及其他原因造成的无效问卷91份,得到有效配对问卷211对(份),最终有效问卷回收率62.06%,基本信息如表1所示。
表1 传统制造企业基本信息统计结果
Table 1 Basic information statistics of traditional manufacturing enterprises
类别 特征 样本数量百分比(%)企业规模100人及以下 33 15.64 101～300人 41 19.43 301～1 000人 59 27.96 1 001～2 000人 47 22.27 2 000人以上 31 14.69行业类型 纺织 38 18.01 建材 22 10.43 机械 19 9.00 化工 27 12.80 金属 14 6.64 食品 23 10.90 运输设备 39 18.48 电气设备 29 13.74成立年限5年及以下 28 13.30 6～10年 36 17.10 11～15年 60 28.40 16～20年 58 27.50 20年以上 29 13.70企业性质国有企业 45 21.33 私营企业 76 36.02 中外合资 37 17.54 外商独资 33 15.64 其他 209.48关系依赖不足1% 21 9.95 1%～5% 55 26.07 6%～10% 68 32.23 11%～20% 38 18.01 20%以上 29 13.74
注：N=211,下同
为检验本文的研究假设,构建如下多元回归模型:
SIGIE=δ0+δ1SPR+δ2PTSSG+δ3∑Controls+ξ1
(1)
PTSSG=α0+α1SPR+α2∑Controls+ξ2
(2)
其中,SIGIE代表供应商参与绿色技术创新效能;SPR代表供应商心理权利(内在心理权利、外在心理权利);PTSSG代表供应商绿色逃避倾向感知;Controls代表一系列控制变量;ξ代表随机误差。
采用SPSS软件检验量表的内部一致性,结果如表2所示,供应商内在与外在心理权利及其各维度、供应商绿色逃避倾向感知、供应商参与绿色技术创新效能Cronbach′s α值均大于0.8,表明问卷设计信度良好。同时,本研究利用Amos软件对各变量进行验证性因子分析,结果显示,各变量题项的因子载荷均大于0.6的标准,CR值大于0.7的标准,AVE大于0.5的标准,表明量表的收敛效度良好。对二阶变量而言,各维度不存在显著信效度差异,无需使用α值1、AVE1、CR1,故本研究选择将供应商内在、外在心理权利的一阶变量数值进行研究(即α值2、AVE2、CR2)以检验区分效度,结果显示特定变量与其他变量相关系数的绝对值均小于该特定变量的AVE2值的平方根,可见区分效度良好。
表2 变量信效度检验结果
Table 2 Reliability and validity analysis results of variables
变量 题项 因子载荷α值1α值2AVE1AVE2CR1CR2内在心理权利(IPR) 在参与该传统制造企业绿色技术创新的过程中,我司认为自身应该享有以下权利: 引领权利1.指导绿色创新技术研发规划的权利0.845 2.管控绿色技术创新进程的权利0.8420.9040.7070.879 3.专业技术能力得到对方认可的权利0.835 隐私权利4.收集和储存相关信息的权利0.832 5.对部分相关信息做保密处理的权利0.806 0.899 0.952 0.680 0.689 0.8650.952 6.不公开与该创新活动无关信息的权利0.836 表达权利7.对方积极维护与我司良性沟通的权利0.826 8.深度参与对方涉及我司利益决策的权利0.807 0.880 0.680 0.864 9.出现争议时,优先采纳我司意见的权利0.840 外在心理权利(EPR) 在参与该传统制造企业绿色技术创新的过程中,我司认为该传统制造企业应该享有以下权利: 引领权利1.指导绿色创新技术研发规划的权利0.882 2.管控绿色技术创新进程的权利0.842 0.8860.7360.893 3.专业技术能力得到我司认可的权利0.849 隐私权利4.收集和储存相关信息的权利0.761 5.对部分相关信息做保密处理的权利0.8050.8490.9450.6240.6600.8330.946 6.不公开与该创新活动无关信息的权利0.803 表达权利7.我司积极维护与其良性沟通的权利0.819 8.深度参与我司涉及其利益决策的权利0.7890.803 0.619 0.830 9.出现争议时,优先采纳其意见的权利0.751供应商绿色逃避倾向感知(PTSSG) 在供应商参与绿色技术创新的过程中,我司认为该供应商很可能会采取以下绿色逃避行为: 1.挪用实现新技术绿色相关性能的资金0.884 2.减少实现新技术绿色相关性能的技术人员0.870 3.推迟实现新技术绿色相关性能的设施配置0.845 0.940 0.758 0.940 4.对实现新技术绿色相关性能缺乏明确的计划0.888 5.对实现新技术绿色相关性能缺乏应有的效率0.865供应商参与绿色技术创新效能(SIGIE)通过该供应商参与的协同创新,促使我司绿色技术创新达到以下目标: 1.减少对自然环境的污染0.880 2.降低对使用者健康的危害0.881 3.减少全生命周期能源与自然资源的消耗量0.890 0.950 0.792 0.950 4.更加易于回收、再利用和降解0.903 5.顺利通过了相关绿色产品或工艺认证0.894企业创新性1.同竞争者相比,我司更倾向于采用新的方式开展工作0.819 2.同竞争者相比,我司通常率先推出新产品或新工艺0.783 0.852 0.654 0.850 3.同竞争者相比,我司在过去 5年内推出了更多数量的创新0.824
注：IPR、EPR量表由供应商填写,其他量表由传统制造企业填写。其中α值1、AVE1、CR1为供应商内外在心理权利中引领权利、隐私权利、表达权利作二阶变量的信效度指标,α值2、AVE2、CR2为供应商内外在心理权利中引领权利、隐私权利、表达权利合并作一阶变量的信效度指标
本文选择供应商/客户关系管理方面经验丰富的经理作为受访者,通过Harman单因子分析法检测是否存在同源性问题。对所有题项进行探索性因子分析发现,第一主成分对总方差的解释为36.65%,所有因子总方差解释度为75.77%,由此可见,不存在单一因子解释大部分方差变异的现象。
(1)相关性分析。由表3可知,供应商内在心理权利、供应商外在心理权利、供应商绿色逃避倾向感知和供应商参与绿色技术创新效能之间的相关系数均在P<0.01以上的水平显著(β=-0.544,P<0.01;β=0.318,P<0.01;β=-0.437,P<0.01)。
表3 描述性统计与相关性分析结果
Table 3 Descriptive statistics and analysis results
变量 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1.企业规模 — 2.成立年限 0.003 — 3.关系依赖-0.031-0.020 — 4.行业类型-0.022 0.035 0.052 — 5.地理距离-0.072 0.009 0.136* 0.011 — 6.企业创新性 0.020 0.066 -0.064 0.000-0.033 — 7.IPR -0.071 0.041 0.052-0.031 0.084-0.041 (0.830) 8.EPR-0.057 0.021 0.096 0.081 0.090 0.117-0.018 (0.812) 9.PTSSG 0.117 0.061 0.091-0.025 0.051-0.076 0.426**-0.152* (0.871) 10.SIGIE 0.017-0.109 0.051 0.049-0.082 0.085-0.544** 0.318**-0.437**(0.890) 均值 3.010 3.060 3.000 0.500 4.792 2.965 3.675 3.480 3.7683.622 标准差 1.280 1.223 1.181 0.501 0.979 0.711 1.432 1.281 1.3731.369
注：**表示在0.01水平(双侧)上显著相关,*表示在0.05水平(双侧)上显著相关;对角线上数值是各因子的AVE平方根
(2)供应商内在与外在心理权利独立作用的检验。采用SPSS 26.0进行层次回归分析,检验供应商参与绿色技术创新情境下,供应商内在、外在心理权利对供应商参与绿色技术创新效能的影响,以及供应商绿色逃避倾向感知的中介作用。参考温忠麟(2014)的中介效应检验方法。首先,以供应商参与绿色技术创新效能为因变量,逐步加入控制变量企业规模、成立年限、关系依赖、行业类型、地理距离和企业创新性,自变量以及中介变量检验供应商内在、外在心理权利和供应商绿色逃避倾向感知对供应商参与绿色技术创新效能的影响;然后,以供应商绿色逃避倾向感知为因变量,逐步加入控制变量和自变量以检验自变量对中介变量的影响。检验结果见表4。
表4 回归分析结果
Table 4 Regression analysis results
变量 供应商参与绿色技术创新效能模型1 模型2模型3 模型4 模型5 模型6供应商绿色逃避倾向感知模型7 模型8 模型9企业规模 0.014-0.024 0.030 0.072 0.017 0.080 0.132 0.162* 0.124成立年限-0.129-0.101-0.133-0.095-0.088-0.102 0.076 0.054 0.078关系依赖 0.074 0.099 0.041 0.118 0.120 0.088 0.101 0.081 0.117行业类型 0.140 0.086 0.075 0.105 0.077 0.055 -0.081-0.039-0.050地理距离-0.120-0.066-0.155-0.092-0.060-0.123 0.064 0.020 0.081企业创新性 0.181 0.142 0.104 0.116 0.113 0.060 -0.147-0.116-0.110IPR -0.515*** -0.412*** 0.409*** EPR 0.342*** 0.276*** -0.165*PTSSG -0.438***-0.252***-0.399*** R2 0.034 0.319 0.132 0.220 0.369 0.283 0.035 0.214 0.058调整R2 0.005 0.295 0.102 0.193 0.344 0.254 0.007 0.187 0.026F值 1.180 13.564 4.409 8.188 14.749 9.957 1.243 7.916 1.787
注：***表示p<0.001,**表示p<0.01,*表示p<0.05,下同
模型1为控制变量对供应商参与绿色技术创新效能的影响。模型2结果表明,供应商内在心理权利与供应商参与绿色技术创新效能显著负相关(β=-0.515,P<0.001)。模型3结果表明,供应商外在心理权利对供应商参与绿色技术创新效能具有显著正向影响(β=0.342,P<0.001)。模型4结果表明,供应商绿色逃避倾向感知与供应商参与绿色技术创新效能显著负相关(β=-0.438,P<0.001)。模型7为加入控制变量后对供应商绿色逃避倾向感知的影响。模型8结果表明,供应商内在心理权利对供应商绿色逃避倾向感知具有显著正向影响(β=0.409,P<0.001)。模型9结果表明,供应商外在心理权利与供应商绿色逃避倾向感知呈显著负相关(β=-0.165,P<0.05)。模型5结果表明,加入中介变量后供应商内在心理权利与供应商参与绿色技术创新效能具有显著负向影响(β=-0.412,P<0.001),且供应商绿色逃避倾向感知显著负向影响供应商参与绿色技术创新效能(β=-0.252,P<0.001),假设H1得以验证。模型6结果表明,加入中介变量后供应商外在心理权利与供应商参与绿色技术创新效能显著正相关(β=0.276,P<0.001),且供应商绿色逃避倾向感知显著负向影响供应商参与绿色技术创新效能(β=-0.399,P<0.001),假设H2得到验证。
稳健性检验:本研究采用Bootstrap方法重复抽样5 000次并构建95%无偏差校正置信区间,再次进行中介效应检验,结果见表5。供应商内在心理权利的间接效应值为-0.104,95%的置信区间CI=[-0.179,-0.048];供应商外在心理权利的间接效应值为0.068,95%的置信区间CI=[0.013,0.141],两者均不包含0。因此,供应商绿色逃避倾向感知在供应商内在、外在心理权利与供应商参与绿色技术创新效能之间发挥部分中介作用,说明假设H1和H2的中介效应检验结果较为稳健。
表5 中介效应的 Bootstrap分析结果
Table 5 Bootstrap analysis results of mediating effects
间接效应 效应量 BootLLCI BootULCI IPR→PTSSG→SIGIE -0.104 -0.179 -0.048 EPR→PTSSG→SIGIE 0.068 0.013 0.141
(3)供应商内在与外在心理权利协同作用的检验。 使用多项式回归评估供应商内在与外在心理权利的协同作用对供应商参与绿色技术创新效能及供应商绿色逃避倾向感知的影响机制。根据Edwards等[34]提出的方法,本文构建多项式回归模型如下:
SIGIE=b0+b1X+b2Y+b3X2+b4XY+b5Y2+b6∑Controls+ξ3
(3)
其中,SIGIE代表供应商参与绿色技术创新效能;X和Y分别代表供应商内在心理权利和供应商外在心理权利;C代表控制变量;b0是截距,b1和b2是一次项系数,b3和b5是二次项系数,b4是交互项系数,ξ代表随机误差。
根据张珊珊等[35]的分析步骤进行检验,具体分为两步:提供匹配偏差的描述性统计和多项式回归分析。Shanock等[36]指出,在进行多项式回归分析之前,要明确两个预测变量在一致和不一致两种情形下的样本数和占比。具体操作方法为:首先,计算供应商内在心理权利和供应商外在心理权利的标准分数,以一个预测变量高于或低于另一个预测变量半个标准差为标准,对匹配一致和不一致情形下的两种状态进行划分[37]。具体结果如表6所示。供应商内在心理权利和供应商外在心理权利一致情形下的占比仅为36.49%,而不一致情形下的占比达到63.51%,说明在总样本中,不一致情形占比远远多于一致情形占比,适合进行多项式回归。
表6 供应商内在心理权利—外在心理权利组合的描述性统计结果
Table 6 Descriptive statistical results of the combination of internal and external psychological rights of suppliers
样本数 占比(%) IPR均值 PRE均值 IPR>EPR 70 33.18 1.127 -2.329 一致 77 36.49 -0.003 -0.240 IPR
然后,进行二次多项式回归分析。第一,对供应商内在心理权利(X)和供应商外在心理权利(Y)进行中心化处理,计算二者的平方项(X2、Y2)和交互项(X×Y),并进行多重共线性检验。结果显示,VIF值均在1或2左右,不存在严重的多重共线性问题。第二,将控制变量、自变量(X、Y),以及二者的平方项(X2、Y2)和交互项(X×Y)纳入回归模型,结果如表7所示。模型2中供应商内在心理权利对供应商参与绿色技术创新效能有显著的负向影响(β=-0.507,P<0.001),供应商外在心理权利对供应商参与绿色技术创新效能有显著的正向影响(β=0.327,P<0.001),为验证假设H1、H2给予了支持。模型4加入中介变量,供应商绿色逃避倾向感知对供应商参与绿色技术创新效能有显著负向影响(β=-0.343,P<0.001),假设H3得以验证。
表7 多项式回归分析结果
Table 7 Polynomial regression analysis results
变量 供应商参与绿色技术创新效能模型1 模型2 模型3 模型4供应商绿色逃避倾向感知模型5 常数项 3.723*** 4.028*** 3.630** 3.810*** 4.015*** 企业规模 0.014-0.007 0.045 0.047 0.008 成立年限-0.129-0.106-0.104-0.080 0.070 关系依赖 0.074 0.067 0.102 0.097 -0.015 行业类型 0.140 0.025 0.052 0.031 -0.064 地理距离-0.120-0.100-0.109-0.115 -0.018 企业创新性 0.181 0.068 0.036 0.084 0.142 供应商内在心理权利 (X) -0.507***-0.445***-0.299** 0.453*** 供应商外在心理权利 (Y) 0.327*** 0.022-0.007 -0.086 X2 0.229*** 0.148 -0.380*** X×Y 0.194** 0.266*** 0.208*** Y2 -0.183*-0.234** -0.149* 供应商绿色逃避倾向感知(M) -0.343*** R2 0.034 0.462 0.457 0.497 0.670 ΔR2 0.432*** 0.427*** 0.466** 0.652 F值 1.18015.530*** 15.251*** 16.276*** 36.742***
稳健性检验:本文遵照块变量(block variable)计算方法,将X、Y、X2、XY、Y2的原始值与表7模型3多项式回归系数相乘后加总作为区集变量。通过SPSS26.0中的PROCESS宏检验PTSSG的中介作用。由表8可知,区集变量通过PTSSG影响供应商参与绿色技术创新效能的中介效应值为0.111,Bootstrap重复抽样5 000次,95%的置信区间为[0.040,0.220],不包含0,由此PTSSG在供应商心理权利和供应商参与绿色技术创新效能(SIGIE)之间发挥部分中介作用,说明假设H3检验结果稳健。
表8 中介效应检验结果
Table 8 Mediation effect test results
间接效应间接效应 95%置信区间区集变量→PTSSG→SIGIE 0.111 [0.040,0.220]
以上数据分析证明了供应商内在、外在心理权利的协同作用,能通过供应商绿色逃避倾向感知对供应商参与绿色技术创新效能产生正向影响。但实践中供应商内在、外在心理权利认知程度很有可能存在差异,不同形式的差异对供应商绿色逃避倾向感知影响的异同尚不明晰。由表7可知,模型3相对于模型2的R2存在比较明显的变化(ΔR2=0.432,p<0.001),故可以进行响应面分析。本研究进一步通过响应面分析方法展开分析,结果见表9。根据多项式回归所得的方程式(3)和表9数值,借助Origin软件绘制三维图,结果见图2。
表9 响应面分析结果
Table 9 Response surface analysis results
变量 供应商参与绿色技术创新效能模型1模型2模型3模型4供应商绿色逃避倾向感知模型5自变量 供应商内在心理权利(X)-0.507***-0.445***-0.299**0.453***供应商外在心理权利(Y)0.327***0.022-0.007-0.086X20.229***0.148-0.380***X×Y0.194**0.266***0.208***Y2-0.183*-0.234**-0.149*中介变量供应商绿色逃避倾向感知(M)-0.343***常数项3.723***4.028***3.630**3.810***4.015***ControlYESYESYESYESYESR20.0340.4620.4570.4970.670ΔR20.432***0.427***0.466**0.652F值1.18015.530***15.251***16.276***36.742***一致性线(X=Y)斜率(b1+b2)0.155***曲率(b3+b4+b5)-0.144***不一致性线(X=-Y)斜率(b1-b2)0.414*曲率(b3-b4+b5)-0.342*偏移量(b2-b1)/[2*(b3-b4+b5)]0.605*
图2 供应商心理权利与供应商绿色逃避倾向感知响应面
Fig.2 Suppliers′ psychological rights and perceived response surface of suppliers′ green avoidance tendency
由表9可知,一致性状态下,响应面沿着一致性线(X=Y)的斜率显著并大于0(b1+b2=0.155,p<0.001)且曲率显著并小于0(b3+b4+b5=-0.144,p<0.001),表明存在一个上凸的曲面,即当供应商内在心理权利—供应商外在心理权利一致时,二者组合形成的供应商心理权利与供应商绿色逃避倾向感知之间呈倒U型关系。结合图2分析,供应商心理权利在“双低”的一致性状态下供应商绿色逃避倾向感知较低,但在转变为“双高”的一致性状态过程中,传统制造企业更容易产生供应商绿色逃避倾向感知。不一致状态下,响应面曲率显著并小于0(b3-b4+b5=-0.342,p<0.05),表明在不一致转为一致的过程中,传统制造企业更容易产生绿色逃避倾向感知。同时,响应面沿着不一致性线(X=-Y)的斜率显著并大于0(b1-b2=0.414,p<0.05),表明相较于高内在心理权利—低外在心理权利的不一致组合,低内在心理权利—高外在心理权利状态下的供应商心理权利能够更有效降低供应商绿色逃避倾向感知。
在本研究中,一致性线的左侧为X<Y(供应商内在心理权利<供应商外在心理权利)区域,右侧为X>Y(供应商内在心理权利>供应商外在心理权利)区域。表9显示,偏移量的值大于0且显著,表明一致性线右侧区域的响应面要大于一致性线左侧区域[37]。由图2也可以看出,相比于一致性线左侧区域,一致性线右侧区域对应的Z值更高。由此可知,供应商心理权利组合越一致,供应商绿色逃避倾向感知越高。
综上,在供应商内在、外在心理权利同时作用的情况下,刻意保持两种心理权利处于同高一致或同低一致的状态反而对供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能存在负面影响。因此,应尽量避免供应商内在、外在权利都很高的情况,特别是干预供应商内在心理权利不断增长或长期偏高的状况。
从心理契约视角出发,根据中国211个(对)传统制造企业与供应商配对样本数据开展实证研究,揭示了通过供应商内在、外在心理权利及其协同作用,抑制供应商绿色逃避倾向感知,进而提升供应商参与传统制造企业绿色技术创新效能的实现机制。主要研究结论如下:
(1)如果仅考虑供应商内在或外在心理权利的独立作用,通过单方面调控供应商内在或外在心理权利,能够间接提升供应商参与绿色技术创新效能。①单方面减弱供应商内在心理权利认知,会降低供应商绿色逃避倾向感知,进而增加供应商参与绿色技术创新效能;②单方面提升供应商外在心理权利认知,会降低供应商绿色逃避倾向感知,进而增加供应商参与绿色技术创新效能。
(2)如需考虑供应商内在与外在心理权利的共同作用,则应合理调控两种供应商心理权利组合,以取得理想的正向协同效应。①相对于供应商内在与外在心理权利同高一致或同低一致的情况而言,两种供应商心理权利不一致产生的协同作用,更有利于提升供应商参与绿色技术创新效能。这是因为,供应链企业之间心理契约的形成与维持需要依赖交换关系双方的相互强化并始终遵循互惠原则[13]。但随着我国绿色市场竞争、国家产业政策和政府环保规制等因素形成的制度压力逐渐增加,即便传统制造企业存在客户方吸引力不足的问题,供应商会为追求合法性表现出对绿色协同创新内在、外在心理权利的一致性,但这种状态并不利于传统制造企业掌握供应商参与绿色技术创新的真实意愿。在此基础上,叠加绿色创新技术动态性和环境动态性的影响,容易导致关系双方心理契约破裂,造成传统制造企业感知供应商绿色逃避倾向的偏差,进而抑制供应商参与绿色技术创新效能提升。②应避免供应商“高内在—高外在”心理权力组合出现,积极构建供应商“低内在—高外在”心理权力组合。根据期望理论,如果企业参与供应链绿色协同创新可以获得期望的奖励,将激发该企业充分参与合作的积极性(李勃等,2017)。但供应商“高内在—高外在”心理权利组合出现,不仅会导致供应商参与意愿评价障碍,还会使传统制造企业产生不断增加付出却难以得到合理回报的预期,从而抑制两种心理权利可能产生的正向协同作用。此时,降低供应商内在权利认知,在此基础上建立供应商“低内在—高外在”心理权利组合能够增强双方之间的关系信任,进入关系的良性循环,使两种供应商心理权利的正向协同作用得以更好展现。
(1)面向开放式创新参与者普遍存在的心理契约认知差异,进一步提出利用参与者认知差异提升开放式创新效能的实现机制。已有研究发现开放式创新参与者普遍存在对其内在心理权利与外在心理权利认知不一致的问题[5]。但针对开放式创新参与者心理权利认知差异在短期内难以消除的具体情境,相关的心理契约治理机制研究仍存在不足。本研究阐明利用供应商内在与外在心理权利认知差异的正向协同效应提升供应商参与绿色技术创新效能,进一步丰富了心理契约理论视角下开放式创新关系治理机制的研究。
(2)基于制造商—供应商双边视角研究,阐明通过抑制供应商绿色逃避倾向感知,提升供应商参与绿色技术创新效能的路径。已有的供应商参与技术创新领域研究,大多数从买方或供方单边视角展开,忽视了双方开展协同创新过程中单方面感知与现实之间的差异[23]。本研究引入制造商—供应商双边视角,从感知机会主义视角揭示通过利用供应商对其自身心理权利的认知,抑制制造企业感知供应商绿色逃避倾向,进而提升供应商参与绿色技术创新效能的路径,为相关研究延展了思路。
对传统制造企业发起的开放式绿色技术创新而言,为能够提升供应商参与效能,企业和相关政策制定机构应在不同供应商心理权利认知状态下采取相应措施:
(1)供应商内在与外在心理权利均偏低的情境下,鼓励上游供应商在与传统制造企业开展绿色技术协同创新中赋予对方更多权利。建立健全传统制造企业发起供应链绿色技术协同创新的体制机制,使传统制造企业高效把控项目进度与绿色产品或工艺创新需求,从而降低供应商绿色逃避倾向感知,促进供应商参与传统制造企业绿色技术创新目标达成。
(2)当供应商外在心理权利偏低、内在心理权利偏高的情况出现时,采取措施适当降低供应商对于在绿色技术协同创新中被赋予更多权利的预期。比如从体制机制上确保由传统制造企业发起的供应链绿色协同创新对下游传统制造企业的公平性,给予明确的供应商参与目标和预期回报,从而降低供应商绿色逃避倾向感知,促进供应商参与传统制造企业绿色技术创新目标达成。
本研究采用横截面数据探讨供应商参与绿色技术创新效能的提升机制,未来可采用纵向数据开展进一步研究,验证变量间的因果关系;本研究以心理权利作为独立控制机制展开研究,未来可进一步探究心理契约与书面契约的匹配机制;本研究仅从污染程度对不同行业进行简单分类,未来可进一步针对具体行业,具体研究其适配的供应商心理权利组合;本研究未对供应商内在与外在心理权利的探究区分具体维度之间的差异,未来可对供应商内在与外在的引领权利、隐私权利和表达权利的协同效应及其作用机制作进一步研究。
[1] 解学梅, 陈佳玲. 供应链多维协同创新与企业绩效: 一项元分析的检验[J]. 管理工程学报, 2022, 36(2): 20-36.
[2] 吴卫红,杨帆,张爱美,等.数字化技术转型、数字化治理能力与制造业企业绿色转型升级——基于数字化赋能理论的作用机制研究[J].科技进步与对策,2023,40(12):32-41.
[3] ZHAO Y H, FENG T W, SHI H B. External involvement and green product innovation: the moderating role of environmental uncertainty[J]. Business Strategy and the Environment, 2018, 27(8): 1167-1180.
[4] GRECO M, GRIMALDI M, CRICELLI L. Interorganizational collaboration strategies and innovation abandonment: the more the merrier[J]. Industrial Marketing Management, 2020, 90: 679-692.
[5] DENG C P, YAN T T, MAO J Y, et al. Thinking alike or not: performance implications of transactional psychological contract congruence in buyer-supplier new product development projects[J]. Journal of Operations Management, 2022, 68(1): 4-32.
[6] SUN Q W, XU L Q. Social capital, psychological contract fulfillment and buyer-supplier collaboration: the moderating roles of Guanxi orientation and market uncertainty[J]. Journal of Business &Industrial Marketing, 2025, 40(1): 34-52.
[7] ESSLINGER J, ECKERD S, KAUFMANN L, et al. Who cares? supplier reactions to buyer claims after psychological contract over-fulfillments[J]. Journal of Supply Chain Management, 2019, 55(4): 98-128.
[8] SIMMS C, FRISHAMMAR J. Technology transfer challenges in asymmetric alliances between high-technology and low-technology firms[J]. Research Policy, 2024, 53(3): 104937.
[9] WILHELM M M, BLOME C, BHAKOO V, et al. Sustainability in multi-tier supply chains: understanding the double agency role of the first-tier supplier[J]. Journal of Operations Management, 2016, 41: 42-60.
[10] WANG Y G, ZHANG L. How customer entitlement influences supplier performance in B2B relationships in emerging economy? a moderated mediation model of institutional environments[J]. Journal of Business Research, 2021, 134: 689-700.
[11] ARIKAN A T. Opportunism is in the eye of the beholder: antecedents of subjective opportunism judgments[J]. Journal of Business Ethics, 2020, 161(3): 573-589.
[12] 邓春平, 宋琦, 毛基业, 等. 发起与感知: 协同创新中议题营销的作用[J]. 管理世界, 2018,34(12): 95-110.
[13] KINGSHOTT R P J. The impact of psychological contracts upon trust and commitment within supplier-buyer relationships: a social exchange view[J]. Industrial Marketing Management, 2006, 35(6): 724-739.
[14] GUO L, GRUEN T W, TANG C Y. Seeing relationships through the lens of psychological contracts: the structure of consumer service relationships[J]. Journal of the Academy of Marketing Science, 2017, 45(3): 357-376.
[15] CULIBERG B, ABOSAG I, ATER B. Psychological contract breach and opportunism in the sharing economy: examining the platform-provider relationship[J]. Industrial Marketing Management, 2023, 111: 189-201.
[16] FENG T W, JIANG Y S, XU D H. The dual-process between green supplier collaboration and firm performance: a behavioral perspective[J]. Journal of Cleaner Production, 2020, 260: 121073.
[17] 潘李鹏,刘淑春,秦山敏,等.组织创新视角下的企业管理数字化变革研究[J].科研管理,2024,45(6):126-135.
[18] DAI J, CANTOR D E, MONTABON F L. How environmental management competitive pressure affects a focal firm′s environmental innovation activities: a green supply chain perspective[J]. Journal of Business Logistics, 2015, 36(3): 242-259.
[19] CHENG C C J, SHEU C. Leveraging supplier involvement for fueling manufacturers′ firm creativity[J]. Industrial Marketing Management, 2022, 107: 353-367.
[20] 李勃, 郭晓月, 和征, 等. 供应链企业间绿色产品协同创新效能的构念及实证研究[J]. 生态经济, 2022,38(7): 85-91, 138.
[21] SKOWRONSKI K, BENTON W C, HILL J A. Perceived supplier opportunism in outsourcing relationships in emerging economies[J]. Journal of Operations Management, 2020, 66(7-8): 989-1023.
[22] ZEITOUN H, MELKONYAN T, CHATER N. The social contract in miniature: how virtual bargaining supports team production[J]. Academy of Management Review, 2023, 48(3): 432-462.
[23] PANDEY R, RUNGTUSANATHAM M, OPPONG-TAWIAH D. Asymmetric investments in exchange relationships, perceived supplier shirking and cross-functional information sharing as a moderator[J]. International Journal of Operations &Production Management, 2023, 43(6): 849-878.
[24] LIU H D, ZHAO H F, LI S Y. Future social change of manufacturing and service industries: service-oriented manufacturing under the integration of innovation-flows drive[J]. Technological Forecasting and Social Change, 2023, 196: 122808.
[25] VOS F G S, VAN DER LELIJ R, SCHIELE H, et al. Mediating the impact of power on supplier satisfaction: do buyer status and relational conflict matter[J]. International Journal of Production Economics, 2021, 239: 108168.
[26] HUO B F, TIAN M, TIAN Y, et al. The dilemma of inter-organizational relationships[J]. International Journal of Operations &Production Management, 2019, 39(1): 2-23.
[27] GUILLOT-SOULEZ C, SAINT-ONGE S, SOULEZ S. Green certification and organizational attractiveness: the moderating role of firm ownership[J]. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 2022, 29(1): 189-199.
[28] ALI H. Mutuality or mutual dependence in the psychological contract: a power perspective[J]. Employee Relations: the International Journal, 2020, 42(1): 125-148.
[29] KAUFMANN L, ESSLINGER J, CARTER C R. Toward relationship resilience: managing buyer-induced breaches of psychological contracts during joint buyer-supplier projects[J]. Journal of Supply Chain Management, 2018, 54(4): 62-85.
[30] YOUN S, (MARK) YANG M G, HONG P. Integrative leadership for effective supply chain implementation: an empirical study of Korean firms[J]. International Journal of Production Economics, 2012, 139(1): 237-246.
[31] ALGE B J, BALLINGER G A, TANGIRALA S, et al. Information privacy in organizations: empowering creative and extrarole performance[J]. The Journal of Applied Psychology, 2006, 91(1): 221-232.
[32] LE T T. How do corporate social responsibility and green innovation transform corporate green strategy into sustainable firm performance[J]. Journal of Cleaner Production, 2022, 362: 132228.
[33] 李勃,高奕,郑鹏.企业前瞻性环保导向驱动开放式绿色创新效能提升路径研究——基于供应商资源编排视角[J].科技进步与对策,2024,41(8):65-75.
[34] EDWARDS J R, CABLE D M. The value of value congruence[J]. Journal of Applied Psychology, 2009, 94(3): 654-677.
[35] 张珊珊, 张建新, 周明洁. 二次响应面回归方法及其在个体——环境匹配研究中的使用[J]. 心理科学进展, 2012, 20(6): 825-833.
[36] SHANOCK L R, BARAN B E, GENTRY W A, et al. Polynomial regression with response surface analysis: a powerful approach for examining moderation and overcoming limitations of difference scores[J]. Journal of Business and Psychology, 2010, 25(4): 543-554.
[37] 陶厚永, 曹伟. 多项式回归与响应面分析的原理及应用[J]. 统计与决策, 2020, 36(8): 36-40.