供應商參與綠色創新中公平對創新貢獻的影響
——基于多群組模型的比較研究

李 勃，王玉玨，龍昀光

（1.西安工程大學管理學院，陜西西安 710048；2.西安郵電大學現代郵政學院，陜西西安 710061）

1 研究背景

新形勢下，綠色化已成為驅動企業產品創新的又一關鍵要素。相對普通產品創新而言，綠色產品創新的復雜性和系統性更高，單純依靠企業自身的環保技術和清潔生產能力難以實現真正意義上的綠色產品創新，需要系統整合供應商的綠色技術知識、創新人才和研發設備等綠色資源。然而，企業層面的綠色產品創新具有相關技術不成熟、市場需求不穩定［1］，且涉及利益相關者多的特點［2］。為了確保自身經濟效益，許多掌握關鍵綠色資源的供應商在面向下游制造企業分配綠色資源的決策中表現出明顯的非均衡性；對于無法準確、及時和充足獲取供應商綠色資源的制造企業而言，即使推行供應商參與綠色產品創新，供應商的技術能力和創新意愿也無法充分轉化為對新產品的實際貢獻。

已有研究表明，供應商公平感知能夠有效提升供應商滿意度，進而使制造企業優先獲取供應商的資源［3］。然而，制造商-供應商綠色產品協同創新中，供應商公平感知、供應商優先配置綠色資源和供應商貢獻之間的關系仍不明晰；此外，由于制造商-供應商之間以交易關系為基礎，導致制造商-供應商經常處于不對稱依賴的狀態［4］。供應商對制造企業的不對稱依賴是否有助于企業間協同創新，已有研究尚未達成共識［5］，但可以肯定的是，即使在供應商公平感知的作用下，供應商的態度和行為也會由于供應商不對稱依賴制造企業而有所改變。但在綠色產品協同創新中，這些變化的具體表現是什么，是否有助于增加供應商對創新的貢獻仍未可知。以上研究不足，導致基于供應商公平感知提升供應商參與綠色產品創新貢獻的管理行為在理論上仍處于不可控的狀態。

據此，本研究基于“感知—態度—行為”模型，在揭示綠色產品協同創新中供應商公平感知與創新貢獻之間關系的基礎上，重點探討上述關系在供應商依賴/不依賴兩種情境下的差異，以期豐富綠色技術創新理論和企業間協同創新理論，并為綠色導向下我國制造企業的綠色產品創新實踐提供理論參考。

2 理論基礎與假設

2.1 理論基礎

制造企業獲得相對于供應端競爭對手的優先客戶地位，能夠幫助企業優先獲取供應商的各種資源［3］。Pulles 等［6］將協同任務中需要優先獲取的供應商資源分為實物資源（如稀缺原料）和創新資源（如專利知識）兩類。制造企業對供應商的魅力是優先獲取供應商資源的關鍵，供應商對制造企業的正面感知是構建其對供應商客戶魅力的基礎［3］。Son 等［7］和林強等［8］的研究指出，供應商公平感知作為一種典型的正面感知，有利于促進雙方信息和互補性資源的共享。供應商公平感知又被分為分配公平感知和程序公平感知［9］。其中，分配公平感知強調供應商付出與回報的對等性。制造商-供應商協同過程中，供應商分配公平感知有利于供應商的知識分享［10］；反之，不公平的感知將導致供應商機會主義行為的出現［11］。程序公平感知強調供應商對合作伙伴決策過程（任務分配、沖突解決和制定過程等）公平程度，能夠促進雙方之間進行知識交流和合作，增強供應商對制造企業的滿意度，促成供應商長期導向的合作預期［9］。綜上，基于“感知—態度—行為”理論模型，筆者認為供應商公平感知能夠改變供應商對制造企業的態度，在此基礎上對制造企業優先配置資源，進而增加供應商對雙方協同創新的貢獻。

由于制造商-供應商關系以采購與供應活動為基礎，雙方在市場地位、技術知識和專用資產投入規模等方面經常處于不對等的狀態，導致雙方關系普遍表現出不對稱依賴的特征［12］。制造商-供應商之間的不對稱依賴將影響企業間協同工作的實施效果［13］；供應鏈中的不對稱依賴關系將降低雙方互信，導致更多沖突的出現［14］。供應商不對稱依賴制造企業作為制造商-供應商不對稱依賴關系中的常見形式，該情境下供應商的合作態度和行為會發生何種變化，已有研究尚未達成共識。研究發現，供應商不對稱依賴制造企業會降低供應商的議價能力，使其容易受到制造企業支配，不利于調動協同任務中供應商的積極性［15］。然而，另外有研究表明，供應商不對稱依賴制造企業也會對供應商產生驅動力，迫使供應商積極參加制造企業主導的協同工作，并從協同實踐中獲得比中斷關系更多的益處［5］。由此可見，為了使制造企業能夠在綠色產品協同創新中有效動員供應商綠色資源，并以此提升供應商對綠色產品創新的貢獻，需要進一步探明供應商不對稱依賴制造企業情境下供應商態度和行為的變化。

2.2 研究假設

綠色產品協同創新中，供應商分配公平感知反映了供應商對制造企業協同創新項目未來任務安排公平及收益分配公平的認可程度，供應商對關系收益的認可是構成供應商對合作關系滿意的重要組成。供應商滿意能夠顯著增加制造企業對供應商的吸引力，促進雙方建立更深層次的社會聯系，進而提升供應商對制造企業的信任［16］。由此可見，通過任務和收益的公平分配積累供應商對制造企業的正面認知，是獲得供應商對制造企業信任的有效途徑。程序公平意味著供應商認可綠色產品協同創新過程中的程序和規則，其中包括供應商對綠色產品創新項目的決策過程、規范頒布等程序有清晰的認同［17］。由于這種被合理設計的程序和過程能夠保護供應商的核心權益，有助于抑制供應商對協同創新過程不確定性的感知，降低供應商對與制造企業開展合作的風險預期，故而供應商的程序公平感知也能增進供應商對制造企業的信任。

供應商對制造企業的依賴能夠放大制造企業對供應商實施目標激勵的效果［18］。如果供應商明顯更加依賴制造企業，供應商按照制造企業要求參與綠色產品創新的動機將得到有效激發，制造企業對供應商的目標激勵則更加有效，隨著供應商的需求通過該激勵過程而被滿足，供應商對合作關系的滿意度也將隨之增加。根據社會交換理論，供應商滿意度的提高將促進供應商為保持雙方高質量關系回饋制造企業，其中就包括對制造企業回饋信任感［19］。相反，在供應商不依賴制造企業的情境下，供應商擁有較多自主權，對利益分配公平和程序公平程度的要求也相對更苛刻，當制造企業無法滿足供應商時，供應商容易產生不滿、挫敗等消極態度，不利于在綠色產品協同創新中產生對制造企業聲譽和專業技術能力的信任。據此，提出如下假設：

H1a：供應商參與綠色產品創新中，供應商公平感知正向影響制造商可信；

H1b：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商分配公平感知對制造商可信的正向影響將被增強；

H1c：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商程序公平感知對制造商可信的正向影響將被增強。

供應商感知分配公平表明供應商認為企業自身在協同任務中能夠獲得合理的回報，有助于降低供應商對制造企業的機會主義行為預期，以及對與該制造企業開展合作可能產生額外交易成本的預期。由于綠色產品創新面臨的不確定性較高，供應商對協同創新關系的正面預期是綠色產品協同創新中供應商對制造企業形成長期導向定位的基礎。已有研究表明，在企業間協同中，決策程序透明度的增加能夠明顯減少協同過程中的沖突，有助于保持協同關系質量長期處于較高水準［9］。因此，供應商程序公平感知有助于長期導向關系定位的形成。此外，供應商程序公平感知還反映了供應商與制造企業對協同程序和目標擁有共同的理解［17］，在此基礎上，能夠促使供應商為制造企業進行關系專用型資源投資，進一步鞏固了供應商與制造企業的長期合作關系。

基于權力-依賴理論的研究發現，供應商不對稱依賴制造企業會增加供應商對制造企業控制力的感知，使制造企業能夠引導供應商作出有關構建長期合作關系的決策［19］。供應商參與綠色產品創新的情境下，供應商不對稱依賴制造企業意味著供應商處于弱勢地位，此時供應商對制造企業分配公平和程序公平程度的期望相對較低，在此基礎上，如果供應商感知到被制造企業公平對待并且獲得合理的回報，將使供應商對未來利益共享的預期得到強化，增強了供應商對制造企業的認同感和情感聯系，故而能夠強化供應商與制造企業建立長期合作關系的意愿。據此，提出如下假設：

H2a：供應商參與綠色產品創新中，供應商公平感知正向影響供應商關系承諾；

H2b：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商分配公平感知對供應商關系承諾的正向影響將被增強；

H2c：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商程序公平感知對供應商關系承諾的正向影響將被增強。

制造商可信反映了供應商對制造企業能力和聲譽的信任，其中包括供應商認可制造企業主導創新項目的能力，以及對制造企業更低機會主義行為傾向的預期［20］。綠色產品創新的市場不確定性和技術不確定較高，制造企業可信有助于減少供應商對參與協同創新任務風險的感知，有利于供應商對制造企業承諾的升級；此外，基于對制造企業的信任，雙方可以更開放、頻繁地溝通，雙方利益和資源也更易于被協調。在此基礎上，供應商對關系的滿意程度將顯著提升，有助于供應商產生與制造企業長期合作的意愿。

基于認知評估理論，供應商參與制造企業主導的綠色產品創新項目的動機可分為內生性動機和外生性動機［21］。內生性動機表明供應商愿意主動為項目做貢獻，能夠促進供應商產生建立長期導向關系的意愿。外生性動機是由外部力量驅動下而產生的合作動機（例如獎勵、使用強權）。如果單純依賴外生性動機維系關系，一旦失去這種外部驅動力，供應商便不愿意繼續與制造企業維持合作關系，無法保證關系的長期性；相反，供應商不依賴制造企業的情境下，供應商擁有更大的自主權，有利于供應商對協同創新產生內生性動機。反之，供應商不對稱依賴制造企業的情境下，供應商總是選擇聽從制造企業的安排，喪失對關系進行長期規劃的內生性動機，難以主動對制造企業作出有關建立長期穩定合作關系的承諾。據此，提出如下假設：

H3a：供應商參與綠色產品創新中，制造商可信正向影響供應商關系承諾；

H3b：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，制造商可信對供應商關系承諾的正向影響將被減弱。

基于社會交換理論，供應商對制造企業的信任作為供應商對制造企業的關系回饋，不僅能夠化解合作中產生的沖突，還能促進雙方頻繁開展多種基于非正式渠道的溝通［20］。非正式的溝通有助于供應商及時和充分理解綠色產品創新項目的技術需求，甚至有可能預測項目未來發展方向，提前為制造企業儲備綠色產品創新所需的綠色工藝設備和原材料。此外，已有研究表明，供應商對關系效價的認知程度直接決定了供應商是否愿意面向制造企業的需求優先配置資源［4］。在不確定性較高的綠色產品協同創新中，供應商對制造企業能力和聲譽的信任，使其更容易相信參與制造企業主導的綠色產品創新項目能夠為企業自身實現更高收益。為此，供應商將按照綠色產品協同創新任務的實際需求，優先投入相關綠色資源。

基于期望理論，供應商不對稱依賴制造企業的情境將放大供應商對制造企業所作回饋價值的感知，即供應商認為在相同的條件下選擇其他制造企業（客戶）開展綠色產品協同創新所獲取的價值還不及與該制造企業合作產生的價值多［20］。為了確保未來持續獲得更高價值的回饋，即便在同等信任水平下，供應商傾向于優先滿足其更加依賴的制造企業的需求。供應商參與綠色產品創新中，為了更充分地整合供應商的綠色能力，這種需求更多的是對供應商設備設施、零部件和稀缺原料等實物資源，以及綠色技術專利、知識和創意等創新資源的需求，因此，供應商不對稱依賴制造企業的情境下，供應商將更加積極地面向制造企業的綠色產品創新需求配置綠色資源。據此，提出如下假設：

H4a：供應商參與綠色產品創新中，制造商可信正向影響供應商優先配置綠色資源；

H4b：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，制造商可信對供應商優先配置綠色實物資源的正向影響將被增強

H4c：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，制造商可信對供應商優先配置綠色創新資源的正向影響將被增強。

供應商對制造企業關系承諾的建立，通常是由于供應商在情感和價值觀上與制造企業產生了共鳴，故而愿意為了維持與制造企業的長期關系而放棄短期利益［22］，此時，供應商在進行資源配置決策時，對具有較高關系承諾水平的制造企業將更少考慮短期經濟效益。因此，隨著供應商對制造企業關系承諾水平的增加，供應商與制造企業開放共享綠色技術資源的程度也就越高。此外，供應商對關系的長期性定位，表明供應商為了維系關系的長期性和有效性愿意承擔更多責任［23］。供應商為了更好地履行和完成其在綠色產品協同創新中承擔的職責，在綠色資源有限的情況下，會優先面向關系承諾水平更高的制造企業提供綠色資源。

供應商不對稱依賴制造企業使供應商明顯處于劣勢地位［24］。由于綠色產品協同創新的不確定性較高，劣勢地位會使供應商對制造企業的綠色資源需求更加敏感，特別是對于包含大量隱性知識的綠色技術資源而言，資源投入的關系專用程度較高，而供應商不對稱依賴制造企業使供應商投入的關系專用型資產面臨較高風險，如果供應商進一步投放綠色資源，將使其變得更加被動。因此，在供應商對制造企業作出關系承諾的情況下，考慮到關系的長期性，擁有較少自主權的供應商為了規避風險，在與制造企業進行綠色產品協同創新的過程中，將對自身的綠色資源有所保留。據此，提出如下假設：

H5a：供應商參與綠色產品創新中，供應商關系承諾正向影響供應商優先配置綠色資源；

H5b：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商關系承諾對供應商優先配置綠色實物資源的正向影響將被減弱；

H5c：對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商關系承諾對供應商優先配置綠色創新資源的正向影響將被減弱。

供應商優先向制造企業配置綠色技術知識、環保設備和材料等綠色資源，能夠為制造企業綠色新產品的開發創造核心價值，并為新產品競爭力的提升作出重要貢獻。這是因為，綠色產品創新對于新產品的材料、工藝和技術融入了大量環保要求，實現綠色產品創新涉及更多前沿科技知識以及不同產業的交叉融合，僅憑制造企業自身的能力難以確保綠色產品創新的成功。一般情況下，掌握綠色技術的供應商通常對制造企業綠色新產品所需零部件的規格和組件有清晰的認識，擁有成熟的綠色技術知識獲取渠道，供應商參與綠色產品創新中，制造企業優先獲取供應商的綠色創新資源，能夠使相關綠色技術知識得到補充，有助于企業提高綠色產品創新的效率［6］；此外，由于綠色產品創新價值的評價往往只能依賴于政府或者第三方機構的認證，制造企業及時獲取供應商的綠色材料和設備，有助于綠色新產品早日通過認證［25］，因此，制造企業優先獲取供應商通過環保認證的稀缺原料、零部件或設備，能夠為制造企業綠色產品創新創造重要價值。據此，提出如下假設：

H6：供應商參與綠色產品創新中，供應商優先配置綠色資源正向影響供應商對綠色產品創新的貢獻。

3 研究設計

3.1 變量測量

根據研究內容，選取相關成熟量表對變量進行測量，采用李克特（Likert）七級量表。量表編制主要包括以下幾個主要步驟：由專業的翻譯人員進行雙向翻譯，直到與原文的含義相似；與企業管理人員進行半結構化的訪談并修正測量題項，確保量表能夠反映制造企業綠色產品協同創新實踐；根據7位從事企業協同創新與綠色供應鏈管理的專家的意見，對問卷的長度、題項的準確性和表達的完整程度進行微調；將問卷發放到25 家制造業企業進行測試,其中涵蓋了中外合資、外資、國有和私營等多種性質的企業，針對回饋的信息對問卷進行最后調整。最終本研究涉及變量的測量量表見表1 所示。

表1 變量的測量

3.2 數據來源

選擇綠色產品創新需求比較迫切的行業作為抽樣對象，抽樣規模為100 家企業，尋找在企業中任職產品研發、供應鏈管理、市場營銷部門等的中高級管理者回答問卷。為提高有效樣本回收率，邀請相同企業的不同人員進行問卷填寫，兩輪共計發放600 份問卷，同時，提前告知受測對象，不必披露協同創新伙伴公司的名稱，但必須選擇其非常熟悉的制造商-供應商綠色產品協同創新項目并從供應商的視角回答問卷。最終在相同企業不同被調查者中只保留1 份有效問卷，并剔除與研究背景契合度不高的問卷，共計獲得有效問卷294 份，有效問卷的回收率為49%。為了保證回收的有效數據可以真實反映本次研究的具體問題，基于T 檢驗的方法對兩輪回收的數據進行缺省檢驗，檢驗結果符合研究要求。樣本的描述性統計結果如表2 所示，樣本分布合理，符合研究需要。

表2 樣本的描述性統計

表2 （續）

3.3 共同方法偏差檢驗

研究變量的Pearson 相關系數如表3 所示。在轉軸前進行探索性因子分析，最大因子對總方差的解釋度為40.28%，所有因子總方差解釋度為86.53%，可見不存在單一因子解釋大部分方差變異的現象；此外，表3 中潛變量的相關系數矩陣均小于0.7。由此，認為共同方法偏差對研究結論的影響不大。

表3 變量的皮爾遜相關系數

4 實證結果及分析

4.1 信效度檢驗

利用統計工具來檢測量表是否符合內部一致性和穩定性的標準，結果顯示各個變量的克朗巴赫系數（Cronbach'α）值均大于0.8，表明問卷設計的度量良好。本研究的量表設計均采用在類似情境下的成熟量表，并經過相關領域專家的指正，具有良好的內容效度。為檢驗聚合效度，進行驗證性因子分析，結果顯示各因子載荷值均大于0.6，并依次計算得出各潛變量的平均方差抽取變異數（AVE）大于0.5 的標準，組合信度（CR）大于0.7 的標準，滿足聚合效度的要求（見表1）。同時，各潛變量AVE 值的平方根大于該變量與其他變量的標準化相關系數，符合區分效度的要求（見表3）。

4.2 假設檢驗

構建結構方程模型并對有效樣本的總體數據進行路徑分析，結果顯示該模型χ2/df=1.372、GFI=0.907、CFI=0.986、NFI=0.949、TLI=0.984、RMSEA=0.036，表明數據與模型的擬合度良好。模型路徑系數如表4 所示，各條路徑關系均顯著，假設H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6成立。

表4 樣本總體的路徑系數

借鑒Villena 等［4］的研究，根據供應商感知該客戶（制造企業）對企業自身不可替代程度與供應商感知企業自身對該客戶不可替代程度的差值，判斷樣本企業所處情景。具體分組步驟如下：首先，將差值為零的樣本排除在多群組檢驗之外；其次，提取差值為正的樣本并剔除其中供應商依賴制造企業程度明顯偏低的樣本，得到146 個樣本命名為“供應商依賴的情況下”組；最后，將剩余的131 個樣本命名為“供應商不依賴的情況下”組。將兩組數據代入設置好的多群組結構方程模型中，進行路徑差異比較分析。

在此基礎上，構建多群組結構方程模型對研究假設進行檢驗。為了探究不同受測對象在不同情境下對問卷進行打分所存在的偏差是否會干擾研究結論，以及針對理論假設構建的多群組結構方程模型是否適用于當前的分組數據，需進行多群組全等性檢驗。按照由寬松到嚴格的順序，設置非限制模型、測量系數全等模型、路徑系數全等模型、結構協方差全等模型。由表5 可見，模型與樣本數據的擬合程度良好，各個模型之間Δχ2顯著性水平P值均大于0.05，符合多群組全等性檢驗溫和策略的要求。以上結果表明，本研究測量問卷的設計和結構模型的設置對分組比較結果的影響可忽略不計。

表5 樣本多群組模型的全等性檢驗

多群組結構方程模型分析結果顯示（見圖1），兩組樣本的各條路徑系數均正向顯著，據此認為無論供應商是否依賴制造企業，假設H1a、H2a、H3a、H4a、H5a仍然成立，同時還初步證明了影響路徑存在顯著的組間差異，需要開展進一步的分析。

圖1 供應商參與綠色創新中公平感知的影響路徑及組間差異

在此基礎上，參考Yan 等［27］使用的多群組結構方程模型判斷路徑差異的分析方法，分別將9 條路徑設置類似的路徑系數限制，逐一判斷各設限模型與測量系數全等模型Δχ2的顯著性水平，若P＜0.05，表明兩組數據在該路徑上的差異顯著。另外，結合兩組對應路徑系數的臨界比率值對路徑差異的顯著性進行二次檢驗，絕對值在1.96～2.58時，表明在P＜0.05 的水平顯著；2.58～3.29 之間，表明在P＜0.01 的水平顯著；大于3.29 時，表明在P＜0.001 的水平顯著。根據以上判斷標準，模型的路徑差異分析如表6 所示，假設H1b、H1c、H2c、H4b和H5b不成立。

表6 樣本總體的路徑差異分析

表6 （續）

由表6 可見，仍有4 條路徑在上述兩種情境下存在顯著差異：（1）供應商分配公平感知對供應商關系承諾的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.028，路徑系數臨界比率值=-2.194（P＜0.05），且在供應商依賴組的路徑系數（b=0.33***）大于供應商不依賴組的路徑系數（b=0.15*），據此認為假設H2b成立；（2）制造商可信對供應商關系承諾的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.012，路徑系數臨界比率值=2.510（P＜0.05），且供應商依賴組的路徑系數（b=0.16*）小于供應商不依賴組的路徑系數（b=0.46***），據此認為假設H3b成立；（3）制造商可信對供應商優先配置綠色創新資源的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.04，路徑系數臨界比率值=-2.056（P＜0.05），且供應商依賴組的路徑系數（b=0.43***）大于供應商不依賴組的路徑系數（b=0.19*），據此認為假設H4c成立；（4）供應商關系承諾對供應商優先配置綠色創新資源的正向影響在兩組樣本之間存在顯著差異，Δχ2的顯著性水平為0.013，路徑系數臨界比率值=2.482（P＜0.05），且供應商依賴組的路徑系數（b=0.2*）小于供應商不依賴組的路徑系數（b=0.48***），據此認為假設H5c成立。

4.3 假設檢驗結果討論

假 設H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6在樣本總體和分組樣本中均被驗證，表明無論供應商是否依賴制造企業，綠色產品協同創新中供應商公平感知都能夠通過供應商對制造企業的信任和關系承諾，使供應商面向協同創新的需求優先配置綠色資源，進而提升供應商對綠色產品創新的貢獻。

假設H1b、H1c未被驗證，表明對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商公平感知對制造商可信的正向影響并不會被增強。經分析認為，信任本就屬于合作雙方之間的情感聯系［28］。加之樣本企業受傳統文化影響，制造商可信還蘊含了供應商相信制造企業保持與供應商穩定關系的誠意，更接近于深層次的情感信任［19］。供應商更多地依賴制造企業將造成供應商自主性的喪失，對于自身在雙方關系中所承擔風險的認知也明顯增加，不僅不利于在公平感知的基礎上培養供應商對制造企業的情感信任，甚至可能引發供應商對制造企業真實用意的猜忌，因此，即使在供應商不對稱依賴制造企業的情景下，供應商也不會在既定公平感知的水平下給予制造企業更多信任。

假設H2b成立，表明對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商分配公平感知對供應商關系承諾的正向影響將被增強。假設H2c未被驗證，表明供應商程序公平感知對關系承諾的正向影響并不會因為供應商不對稱依賴制造企業而被增強。經分析認為，在供應商不對稱依賴制造企業的情境下，供應商的程序公平感知受供應商主觀因素影響較大［29］。在市場經濟條件下，企業之間的關系行為是出于自身利益考慮的理性行為，供應商對制造企業作出承諾是事關企業長期利益的戰略性決策，主觀因素的影響將在企業內部和企業之間的重復博弈中被降至最低，從而使不對稱依賴關系的作用不顯著。

假設H3b成立，表明對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，制造商可信對供應商關系承諾的正向影響將被減弱。

假設H4c成立，表明對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，制造商可信對供應商優先配置綠色創新資源的正向影響將被增強。假設H4b不成立，表明制造商可信對供應商優先配置綠色實物資源的正向影響并不會因為供應商不對稱依賴制造企業而被增強。分析認為，由于部分實物資源具有一定程度的可回收性（例如設備設施），在供應商不對稱依賴制造企業的情境下，權力的不平衡會加大供應商回收資源的難度，資源回收風險的感知抵消了供應商對合作價值認知的增量，因此，在制造商可信的前提下，供應商為了促進更深層次的合作、形成互利共贏的局面，無論供應商是否存依賴該制造企業，均會在同等水平上向制造企業配置綠色實物資源。

假設H5c成立，表明對于不對稱依賴制造企業的供應商而言，供應商關系承諾對供應商優先向制造企業配置綠色創新資源的正向影響將被減弱。假設H5b不成立，表明供應商關系承諾對優先配置綠色實物資源的正向影響不會因為供應商不對稱依賴制造企業而被減弱。分析認為，實物資源相對容易被制造企業定量控制，如果供應商不按照制造企業需求優先配置足夠數量的實物資源，很容易因為供應商所處的不利地位而面臨制造企業的懲罰（如減少訂單量），因此，即使供應商處于不對稱依賴制造企業的情況，為了維持兩者的合作關系避免更多損失，供應商向制造企業優先配置綠色實物資源的意愿也不會降低。

5 研究結論與展望

基于我國制造企業的樣本數據，本研究揭示了綠色產品協同創新中供應商公平感知通過供應商的態度和行為影響供應商創新貢獻的路徑，以及協同創新中不對稱依賴關系對供應商態度和行為的影響。本研究的理論意義有以下兩方面：一是已有相關研究探討了綠色產品協同創新中制造商權力對供應商參與貢獻的影響［25］，本研究從供應商關系治理的視角進一步揭示了供應商參與綠色產品創新中供應商的公平感知，通過供應商對制造企業的信任、承諾和資源配置行為影響供應商參與貢獻的路徑；二是相關研究探討了供應商依賴制造企業對激發供應商創新性的影響［19］，本研究在此基礎上，通過對比分析得出由于供應商不對稱依賴制造企業導致的供應商態度和行為變化，以及由此帶來的供應商公平感知對供應商綠色創新貢獻作用路徑的變化。

基于以上研究結論，對企業管理實踐提出如下對策建議：（1）制造企業在推行供應商參與綠色產品創新的實踐中，應設法提升供應商的公平感知，以此優先獲取供應商的綠色資源，提高供應商對綠色產品創新的貢獻。（2）面對不對稱依賴制造企業的供應商，制造企業應重點采用能夠強化供應商分配公平感知的關系治理機制（例如股權激勵），促使供應商為制造企業的綠色產品創新作出更大貢獻。（3）制造企業應重點關注綠色產品協同創新項目所缺資源的類型，如果需要供應商投入更多設備設施、零部件和稀缺原料等實物資源，應采取能夠提升供應商分配公平感知的措施。（4）如果急需供應商的綠色技術專利、知識和創意等創新資源，不僅需要設法提升供應商的公平感知，還應扭轉供應商對雙方關系不對稱性的認識，特別是當供應商已經明顯表現出對關系的長期導向定位時，制造企業可以與該供應商簽訂戰略聯盟協議，加大相關零部件或原材料在該供應商處的采購集中度，以此改變供應商對雙方不對稱依賴關系的感知。

本研究主要存在以下兩方面的局限：首先，受限于國內企業綠色產品創新成熟度和研究團隊的社會影響力，導致有效樣本回收率偏低，可能會影響多群組比較所得結論的有效性，希望后續研究能夠提出更好的解決方案；其次，由于制造企業與供應商之間的綠色產品協同創新涉及商業機密的情況比較普遍，客觀數據的披露也非常有限，實際收集配對數據非常困難，以供應商單方面的數據判斷供應商是否存處于不對稱依賴制造企業的情境對相關研究問題的普遍適用性不高，希望后續研究能夠優化研究設計，提出收集配對數據的可行方案。