供應鏈視角下企業誠信影響因素的交互測量及路徑分析

王翯華，朱建軍，孫涵洲

（1.金陵科技學院，江蘇 南京 211169；2.南京航空航天大學，江蘇 南京 211106）

供應鏈視角下企業誠信影響因素的交互測量及路徑分析

王翯華1，朱建軍2，孫涵洲2

（1.金陵科技學院，江蘇 南京 211169；2.南京航空航天大學，江蘇 南京 211106）

研究了基于供應鏈視角的企業誠信影響因素及其管控策略問題。基于企業誠信的特征及其潛在的影響因素，提出了供應鏈視角下企業誠信影響因素的交互預設模型；研究了影響因素的內涵，并設計了因素的測量變量和問卷題項；通過預調研方法對問卷題項進行了篩選，利用探索性因子分析法和Cronbach’s Alpha系數法進行了問卷的效度和信度分析；采用結構方程模型對預設模型進行了驗證和檢驗，進而提出基于供應鏈視角的企業誠信改善的管控建議。

供應鏈視角；企業誠信；結構方程模型

1 引言

在當前日益激烈的市場環境下，供應鏈對企業的影響作用日趨明顯，供應鏈上主體企業之間的誠信問題也成為必須面對的重要因素。誠信是社會主義核心價值觀的重要構成，各級政府部門也將誠信建設提上了日程。“誠信制度建設”、“信用體系”等方面的研究也得到了學者的普遍關注。近年來，我國政府與社會經濟管理部門出臺了一系列法規文件，全力推動企業誠信建設，如2012年發布了《證券期貨市場誠信監督管理暫行辦法》，2014年發布了《企業環境信用評價辦法(試行)》等。學術界也圍繞企業誠信展開了一系列研究，在企業誠信內涵及體系建設研究方面，文獻[1]從社會基礎、維系機制、達到目的三個維度探討了中西誠信觀的差異；文獻[2]從行為角度定義了企業誠信的內涵，即在對社會公認道德原則認同基礎上，通過長期有意識的管理和溝通，進而形成的整體信念和文化。在企業誠信影響因素研究方面，文獻[3]將建筑業企業誠信的影響因素分為誠信環境、企業素質、投標誠信、履約誠信以及社會誠信等5個方面；文獻[4]提取了食品工業企業誠信的關鍵影響因素，包括機會成本、政府監管、公關能力、產品信息透明度、大眾誠信觀、企業管理。供應鏈上各企業作為社會主義市場經濟的法人主體，其誠信狀況直接決定供應鏈所在行業的誠信及整個社會的誠信，文獻[5]針對航運供應鏈中企業的違約行為，運用DAGF法對企業的誠信水平進行評價；文獻[6]通過建立模型對工程機械供應鏈的誠信服務能力的關鍵管理要素及其相互之間的關系進行分析。現有研究表明，企業誠信的內涵及其影響因素得到了廣泛研究，不足在于企業誠信影響因素大多為抽象概念，難以直接進行測量和分析。

對于不方便直接觀測的變量，在構建模型以及分析和模擬時多采用結構方程模型描述潛變量之間因果關系[7]，如文獻[8]在研究科研誠信行為影響因素時用到結構方程模型，得到了預期的結果；文獻[9]基于此方法探討了影響動漫產業發展因素及其之間的關系；文獻[10]在研究廣州城市居民出行行為時也用到了結構方程模型，取得較好的效果。考慮到企業誠信及其影響因素的抽象特性，可以基于結構方程模型來進行理論性的探索，如文獻[11]利用上市公司數據分析得到了運營狀況經營業績是影響企業誠信的主要因素等結論，缺點是上市公司的樣本具有一定的局限性。

在現有研究基礎上，本文基于供應鏈視角針對企業的誠信問題展開研究，通過調查獲得一手數據資料，利用結構方程模型進行模型構建與檢驗，目的是探究供應鏈上協作企業誠信及其影響因素，為供應鏈企業誠信建設提供一定的參考依據。

2 研究假設及模型構建

本文通過文獻調研以及對大型復雜裝備供應鏈上下游企業相關人員的訪談，從供應鏈企業維度、社會環境維度和法律監管維度等三個方面研究企業誠信的影響因素。

供應鏈企業維度包括供應鏈企業的誠信度、供應鏈協同管理、企業誠信文化以及企業運營績效等方面。對供應鏈企業誠信度的直接觀測量是企業在經營、管理、生產等企業活動過程中的誠信表現，本文用企業誠信度來概括。供應鏈協同管理是對供應鏈各節點間的協同合作進行管理，需要各企業的相互協調與努力。企業文化是企業經過長期發展形成的企業價值觀，其建設依賴于完善的公司治理結構以及有效的外部控制。企業運營績效是指一定供應鏈運作期間的企業效益和業績水平。

社會環境維度包含社會誠信氛圍和經濟發展水平。誠信是在一定社會環境下的產物，是人們在社會實踐中逐漸形成的一種社會風氣。社會經濟發展水平是指企業所處區域的經濟現狀，區域的經濟規模，人民收入以及生活水平，是誠信建立的經濟基礎。

法律監管維度分為法律體系和政府監管。在市場經濟中面對經濟主體的利益驅動，不能僅僅依靠道德的約束和自制機制來實現全社會的誠信，法律體系為誠信監管提供了一種有效工具。政府監管是政府代表國家和人民管理國家或者地方事務，政府作為誠信建設的領導者，具有健全有效的宏觀調控職能，對誠信起直接的監督作用，是誠信體系建立的關鍵。

根據上述因素，本文做出如下假設，并得到本文的預設模型（如圖1所示）。

圖1 供應鏈視角的企業誠信度影響因素預設模型構建

H1：供應鏈協同管理正向影響企業誠信度、企業運營績效。供應鏈協同管理、企業誠信度和運營績效刻畫了企業整體運營狀況，三者相輔相成。

H2：經濟發展水平正向影響社會誠信氛圍、運營績效及政府監管。經濟發展水平越好，誠信建立的經濟基礎更牢固，從而促進整個社會的誠信氛圍。另外，經濟發展水平越好，說明市場上的經濟充滿活力，經濟規模、效益都在不斷提升，有益于企業的運營發展。經濟的發展，也會促進政府在更廣更深層面上進行誠信監管。

H3：法律體系正向影響企業誠信度、社會環境氛圍及政府監管。法律體系是誠信監管的一種客觀手段，法律體系越完善，國家誠信管理的制度、細則也越完善，越有利于發揮政府的引導作用，促進社會誠信環境的良性發展。

H4：社會誠信氛圍正向影響企業誠信度及企業誠信文化。不同的社會誠信氛圍塑造出其相應的誠信理念，決定了所處該特定環境的誠信狀況，也是對該環境下誠信文化的建設以及思想宣傳的一種反映。社會誠信氛圍越好，越有利于企業的發展，并有利于企業的誠信經營以及企業誠信文化的建立。

H5：政府監管正向影響社會誠信氛圍、企業誠信度及企業誠信文化。政府作為誠信建設的領導者，對誠信起到直接的監督作用。政府監管越嚴厲，社會上的失信行為會越少，從而改善社會誠信氛圍，促進企業的誠信經營和企業誠信文化的建立。

H6：企業誠信度正向影響運營績效及企業誠信文化。企業具有高的誠信度，不僅能獲得好的市場評價，更能滿足企業員工的道德需求，提高企業的運營績效，打造企業形象，幫助塑造企業文化提高凝聚力；企業的運營績效是企業經濟狀況的保證，正面反映了企業的現狀以及發展趨勢，并且好的發展趨勢會為企業帶來更大的活力。

3 方案設計及組織實施

3.1 問卷設計

由于企業誠信及其潛在影響因素均為抽象概念，不能直接進行測量，而量表是解決這類問題的重要工具，可以將被調查者的回答直接轉化成數字，用于編碼及統計分析。本著綜合性、科學性等原則，在借鑒文獻資料、國內外研究理論和其他行業實證結論的基礎之上，本文從企業誠信及其潛在影響因素出發，利用5點Likert量表及其變形形式設計量表。企業誠信及其潛在影響因素為潛變量，每個潛變量均由3至5個可測變量進行衡量，潛變量及其需要觀測的具體范疇見表1。將可測變量轉化成簡潔、明確沒有歧義的問題，并制成預試問卷進行發放。設計了1組意思相同但說法不同的題目以便篩選問卷。

表1 潛變量及其可測變量

3.2 預試調研及測項篩選

預調研共發放問卷100份，通過篩選得到有效問卷96份，對問卷進行編碼并將反向問題轉化成正向問題，將數據錄入SPSS19軟件并對預試結果進行分析，采取文獻[12]的臨界比（CR值)、相關系數和Cronbach’s Alpha值三種方法進行分析篩選。（1）臨界比。將所有被測試的總得分按分值大小排序并分組，前25%為高分組，后25%為低分組，然后將兩組按照題目平均數差異進行獨立樣本t檢驗，該t值即為臨界比，t值越大且達到統計顯著水平大，則表示該題項有良好的識別度，反之則表明該題項不能識別不同被試項的反應程度，可以刪除。（2）校正后的項總相關性（Corrected Item-Total Correlation），指標衡量各可測變量與對應潛變量的總體相關性。當相關系數小于0.3時，表明該題項與總體相關性太低，不予保留，再進行檢驗，查看各條目的Corrected Item-Total Correlation指標，直到所有的條目與總體相關性均達到0.3以上。（3）Cronbach’s Alpha值。在統計（經典測試理論）理論中，信度的Alpha作為一個心理測試的可靠性估計。它在1951年被Lee Cronbach第一次提出，Alpha可以看成是兩次測試同一構造的預期相關性，一般要求其值大于0.6。結果見表2。綜上，刪除可測變量Q9、Q23。

3.3 問卷的科學性檢驗

表2 題項篩選結果整理

3.3.1 效度分析-因子分析。到目前為止，尚沒有學者提出過企業誠信及其影響因素的明確內涵構思，更沒有設計相應的測量量表。因此，在問卷調研獲得的數據基礎上，需要對其進行探索性因子分析，以檢驗本文各量表的結構效度。進行探索性因子分析，首先要判斷數據是否具備因子分析的條件，普遍接受的是采取KMO值測度和巴特利特球形檢驗[13]。

（1）企業維度。企業維度涵蓋企業誠信度、供應鏈協同管理、企業誠信文化及運營績效等潛變量。企業維度的KMO和巴特利特球形檢驗結果見表3。分析結果顯示，企業維度的KMO值為0.888，大于0.7，表明該量表的項目非常適合進行因素分析。此外，巴特萊特球體檢驗顯著性系數為0.000，也說明數據相關矩陣不是單位矩陣，數據適合做因素分析。

表3 企業維度KMO和Bartlett的檢驗

在對企業維度各可測變量進行因子分析中采用方差最大正交旋轉法，因子抽取采用主成分分析法。因子分析后，所有16個可測變量聚合成三個因子，旋轉后的成分矩陣見表4。因子1（F1）包含8個可測變量，因子2（F2）包含4個可測變量，因子3（F3）包含4個可測變量。在解釋能力上，F1解釋了總變異的47.562%，F2解釋了總變異的9.853%，F3解釋了總變異的7.889%，三個因子的總變異解釋能力為65.305%，解釋了大部分的變異。在每個因子所包含的可測變量內容方面，F1主要以供應鏈協同管理和運營績效為主；F2聚合效果較為理想，共包含了4個可測變量，為企業誠信文化方面，同最初的設定完全相符合；F3也包含了4個可測變量，均為企業誠信度方面，同最初的設定基本符合。綜上，企業維度將考慮企業誠信度、供應鏈協同管理、企業誠信文化及運營績效，其中，企業誠信度的可測變量為Q2、Q3、Q4、Q5，供應鏈協同管理的可測變量為Q6、Q7、Q8，企業誠信文化的可測變量為Q26、Q27、Q28、Q29，運營績效的可測變量為Q15、Q16、Q17、Q18。

（2）社會環境維度。社會環境維度可細分為社會誠信氛圍及經濟發展水平。社會環境維度的KMO和巴特利特球形檢驗結果見表5。分析結果顯示，企業維度的KMO值為0.715，大于0.7，表明該量表的項目非常適合進行因子分析。此外，巴特萊特球體檢驗顯著性系數為0.000，也說明數據適合做因子分析。

用同樣的方法在對社會環境各可測變量進行因子分析中，由于只包含Q10、Q11、Q12、Q13、Q14共5個可測變量，且變量之間相關性較大，因此按照原先假定，抽取2個因子。因子分析后，所有5個可測變量聚合成兩個因子，旋轉后的成分矩陣見表6。因子1（F1）包含2個可測變量，因子2（F2）包含3個可測變量，在解釋能力上，F1解釋了總變異的54.474%，F2解釋了總變異的19.234%，兩個因子的總變異解釋能力為73.708%，解釋了大部分的變異。在每個因子所包含的可測變量內容方面，F1均為社會誠信氛圍方面，同最初的設定完全相符合；F2均為經濟發展水平方面，同最初的設定也完全符合。綜上，社會環境維度包含社會誠信氛圍和經濟發展水平，其中，社會誠信氛圍的可測變量為Q10、Q11，經濟發展水平的可測變量為Q12、Q13、Q14。

表4 企業維度旋轉成份矩陣

表5 社會環境維度KMO和Bartlett的檢驗

表6 社會環境維度旋轉成份矩陣

（3）法律監管維度。法律監管維度可細分為政府監管和法律體系。法律監管維度的KMO和巴特利特球形檢驗結果見表7。分析結果顯示，法律監管維度的KMO值為0.854，大于0.7，表明該量表的項目非常適合進行因子分析。此外，巴特萊特球體檢驗顯著性系數為0.000，也說明數據相關矩陣不是單位矩陣，數據適合做因子分析。

表7 法律監管維度KMO和Bartlett的檢驗

用同樣的方法在對法律監管各可測變量進行因子分析中,由于只包含Q19、Q20、Q21、Q22、Q24、Q25共6個可測變量，且變量之間相關性較大，因此按照原先假定，抽取2個因子。因子分析后，所有6個可測變量聚合成兩個因子，旋轉后的成分矩陣見表8。因子1（F1）包含3個可測變量，因子2（F2）包含2個可測變量，在解釋能力上，F1解釋了總變異的54.001%，F2解釋了總變異的12.165%，兩個因子的總變異解釋能力為66.166%，解釋了大部分的變異。在每個因子所包含的可測變量內容方面，F1均為政府監管方面，同最初的設定完全相符合；F2均為法律體系方面，同最初的設定也完全符合。綜上，法律監管維度包含政府監管和法律體系，其中政府監管的可測變量為Q19、Q20、Q21、Q22，法律體系的可測變量為Q24、Q25。

表8 法律監管維度旋轉成份矩陣

3.3.2 信度檢驗-Cronbach's Alpha系數。在社會調查研究中用的最多的信度測量方法是Cronbach's Alpha系數，它的取值在0-1之間。Cronbach's Alpha系數越高，表示測量項目的系統性越強，即具有較高的內部一致性。預試研究的信度檢驗在通過前面的題項篩選和效度檢驗后，進行各潛變量的Cronbach's Alpha系數，結果見表9。各潛變量的Cronbach's Alpha系數均大于0.6，通過了信度檢驗。

4 結構方程模型的檢驗與分析

通過預試研究分析，刪除了部分題項，企業誠信及影響因素調查問卷最終包含26個題目。共發放309份問卷，回收問卷309份，問卷回收率為100%，有效問卷229份，問卷有效率為74.1%。

4.1 模型擬合

將負向得分統一轉化為正向得分，然后利用AMOS21.0軟件對數據進行擬合并檢驗結構方程模型。為了衡量擬合效果，需要對模型擬合進行評價。結構方程分析的普遍性指標有χ2/df、RMSEA、SRMR、GFI、CFI、NFI等擬合指數。評價的標準是 χ2/df＜2， RMSEA、SRMR≤0.08，GFI、CFI≥0.9。如果多數指標達到標準，而有個別指標未達到標準，但是接近標準，模型也是可以接受的[14]。

在對預設模型進行擬合時，結果顯示擬合優度較低，部分指標沒有達到標準，因此需要對其進行修正。按照以下的思路進行：（1）減少模型的自由參數，檢查路徑的顯著性。對于不顯著的路徑，在符合理論依據的前提下可刪除。（2）模型擴展。通過對模型中某個受限制的參數進行估計，以此釋放部分限制路徑實現模型的擴展，一般從最大值開始估算（實際中也要考慮估計值的理論依據）。（3）模型限制。用模型中每對待估參數之差除以相應參數之差的標準差來構造統計量，若每隊待估參數間不存在顯著性差異，則可以限定模型在估計時對這兩個參數賦以相同的值。

通過修正之后得到本文模型，參數估計值見表 10。對于最終模型，χ2=537.882，χ2/df=1.874，模型擬合接近為優。模型的擬合優度指數近似誤差均方根RMSEA=0.061，是很好的適配；相對擬合度指數CFI=0.902，是非常好的適配；擬合優度指數GFI=0.839沒有達到擬合優度0.9的要求，但接近臨界值，在可接受的范圍之內。

表9 預試研究各潛變量的Cronbach's Alpha系數

表10 模型的路徑參數估計

根據檢驗，各觀測變量與相應的潛變量之間都是顯著關系。根據表10可知，供應鏈協同管理對企業誠信度、企業運營績效正向影響；經濟發展水平對社會誠信氛圍、運營績效及政府監管正向影響；法律體系與企業誠信度、社會環境氛圍的因果關系沒有得到數據支持，但其對政府監管影響顯著；社會誠信氛圍與企業誠信度及企業誠信文化的因果關系均未得到調研數據的支持；政府監管正向影響社會誠信氛圍、企業誠信度及企業誠信文化。在企業誠信影響因素關系圖中，分別用實線和虛線表示原假設是否通過，如圖2所示，以標準化后的路徑系數表示路徑上的數字，兩個潛變量之間路徑系數越大，說明在同等情況下，相互之間的影響越大，因此也越值得關注。綜上所述，本文構建的結構方程模型基本上能夠反映我國企業誠信及其影響因素之間關系的現狀。

圖2 供應鏈視角的企業誠信及影響因素關系圖

4.2 模型路徑分析及對策建議

（1）供應鏈協同管理正向影響企業誠信度、運營績效（H1）得到驗證，標準化路徑系數分別為0.355、0.653。這說明供應鏈協同在企業運行中起到重要作用。因此，應該注重對供應鏈協同管理的考核，建立嚴格的供應鏈管理考核制度，包括管理思想的協調一致、上下游企業間的策略協同和信息實時交互平臺的建立等，從企業的角度，應充分認識單個企業對于供應鏈整體競爭力提升的重大責任與義務，從而不斷提升自己的企業管理水平和企業誠信度。

（2）經濟發展水平與社會誠信氛圍、運營績效及政府監管的因果關系（H2）得到驗證，標準化路徑系數分別為0.561、0.356、0.684。經濟發展水平代表著經濟發展的規模、速度和達到的水準。結果表明，隨著經濟發展水平的提高，企業的運營績效也會得到提升，社會的誠信環境也會改善。當然，經濟的發展繁榮也會使得政府監管的力度增大。當下，我國經濟發展不再一味強調GDP，新常態下中國經濟增長更平穩，結構更加優化。然而，新常態也會帶來一系列新問題、新矛盾，包括企業的誠信經營等。所以，在企業總體運營績效和社會整體誠信氛圍得到改善的同時，政府也需要不斷加強對企業的監管，使得經濟健康發展。

（3）政府監管對社會誠信氛圍、企業誠信度及企業誠信文化的正向影響得到驗證（H5），標準化路徑系數分別為0.315、0.595、0.952；法律體系與企業誠信度、社會環境氛圍的正向影響關系沒有得到數據支持，可能樣本所在地區之間法律體系、企業誠信度、社會環境氛圍的差異不明顯，但法律體系對政府監管影響顯著（H3），標準化路徑系數為0.345。這充分說明了法律體系及政府監管的作用。雖然法律體系不能直接影響企業誠信度、社會環境氛圍，但是可以通過政府監管影響企業誠信度及社會環境氛圍。誠信制度的建立、維護全過程都需要法律、法規支撐。目前，國家層面對誠信管理的具體制度、實施細則還未出臺，缺乏專門機構對個人、企業等誠信進行有效監管和監督。政府應盡快建立完善的誠信制度體系，對誠信行為予以鼓勵和保護，對失信行為加大處罰力度。然而，法律法規都需要去執行才能發揮作用，即立法與執法必須結合。因此，在完善立法的同時，也需要加強政府監管及執法的力度，從而基于法律規范、行政管理、經濟調節、輿論監督和道德約束相結合的守信激勵與失信懲戒機制，以形成良好的經濟社會秩序。

（4）社會誠信氛圍與企業誠信度及企業誠信文化正向因果關系（H4）未得到調研數據的支持。理論上看，企業經營與社會環境應該產生交互影響。然而研究并未證實這種因果關系，這并不表明社會誠信氛圍與企業誠信度及企業誠信文化毫無關系。對社會誠信氛圍、企業誠信度及企業誠信文化兩兩進行相關分析，結果表明三者之間相關系數均較大且達到了統計意義上的顯著，社會誠信氛圍、企業誠信度及企業誠信文化之間的影響機制需要進一步研究探討。另外，企業誠信度與運營績效及企業誠信文化的正向因果關系（H6）也沒有得到驗證，但其三者之間的相關系數也較大，達到了統計意義上的顯著。由此可見，企業的誠信度及其誠信文化會受到社會環境的影響，反之也會影響社會環境，但這種影響并不表征為因果關系，具體影響機制需要進一步研究。

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Interactive Measurement and Path Analysis of Influence Factors of Corporate Integrity: A Supply Chain Perspective

Wang Hehua1,Zhu Jianjun2,Sun Hanzhou2
(1.Jinling Institute of Technology,Nanjing 211169;2.Nanjing University of Aeronautics&Astronautics,Nanjing 211106,China)

In this paper,we studied the factors influencing the integrity of a company from a supply chain perspective as well as the strategy for the administration of these factors.Based on features and potential influence factors of corporate integrity,we proposed the interactive pre-set model of the corporate integrity influence factors from the supply chain perspective,studied the connotation of the influence factors and designed their measurement variables and questionnaire entries.Next,we screened the entries through pre-surveying and used the exploratory factor analysis and Cronbach's Alpha coefficient method to analyze the reliability and validity of the questionnaire; at the end,we verified and tested the pre-set model using the SEM and proposed from the perspective of the supply chain the suggestions for the management and improvement of corporate integrity.

supply chain perspective;corporate integrity;SEM

F274;F273.7

A

1005-152X(2016)11-0148-07

10.3969/j.issn.1005-152X.2016.11.031

2016-10-08

國家自然科學基金青年基金項目“考慮‘能力-態度-環境’的大型客機協同研制供應鏈風險復雜網絡演化與管控研究”（71502073）；教育部人文社科基金青年基金項目“‘主—供’模式下‘初創期’主制造商協同研制供應鏈風險管控研究—以大型客機為例”（14YJC630120）；金陵科技學院科研啟動基金（jit-b-201419）

王翯華，遼寧燈塔人，金陵科技學院商學院講師，博士，研究方向：供應鏈風險、決策理論與方法；朱建軍，江蘇丹陽人，南京航空航天大學經濟與管理學院教授，博士，研究方向：群決策理論與方法、灰色系統理論。