劉勝春　王永偉　李婷??

摘要：以供應鏈管理理論為基礎，在文獻研究的基礎上提出理論模型及相關假設，通過采集云南、四川、重慶、甘肅等地的農(nóng)戶及相關農(nóng)企數(shù)據(jù)為樣本，利用因子分析、層次回歸等統(tǒng)計學方法對模型進行了實證檢驗。結(jié)果表明：“關系”與信任間存在非常顯著的正向相關性，并通過信任的中介效應間接地影響了承諾、協(xié)作和交流等關系質(zhì)量因子，最終對合作績效產(chǎn)生影響；且在“關系”差序格局構成中對信任的影響、認同感要強于人情差序和地位差序。

關鍵詞：“關系”；農(nóng)產(chǎn)品供應鏈；關系質(zhì)量；合作績效

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.02.19

中圖分類號：F2721；F274文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2015）02-0086-04

Abstract：This paper develops a theoretical model and related assumptions according to literature based on the theoretical of supply chain management. With surveying farmers and agricultural enterprises of Yunnan， Sichuan， Chongqing， Gansu as sample. The hypothesized model is operationalised using factor analysis and hierarchical regression. The results show that， in the impact of GUANXI of trust， “identity with value” is stronger than “human sequence” and “Identity sequence”； GUANXI and “trust” between the existence of a very significant positive correlation indirectly affected， and impact variables such as “commitment”， “cooperation” and “communication” and influencing commitment through a trusted intermediary role； “Trust” on cooperation performance impact of both direct and also through an indirect effect on other factors of REALQUA.

Key words：GUANXI； agricultural supply chain； REALQUA； cooperation performance

實施供應鏈管理的一個重要條件和前提就是在不同所有權屬的參與者間建立起長期的合作伙伴關系。然而，不同國家由于社會文化背景的不同，渠道參與者行為會表現(xiàn)出不同的差異[1]。與西方普遍存在的“契約文化”不同，中國社會更注重的是非正式的，基于個人感受的“關系”（Guanxi）及“關系網(wǎng)”。特別在中國的鄉(xiāng)村地區(qū)，由于受到制度、教育和信息落后等因素制約，農(nóng)業(yè)經(jīng)營者行為受傳統(tǒng)文化影響遠較其他行業(yè)為甚，具體表現(xiàn)在依靠“關系”展開商務活動的情況更加突出和典型，契約意識也更淡薄。有資料顯示，中國農(nóng)業(yè)經(jīng)營中違約率高達80% [2]。因此，在中國情境特別是農(nóng)業(yè)領域中研究“關系”對供應鏈聯(lián)結(jié)的影響，具有非常重要的理論和現(xiàn)實意義。

1理論框架和研究假設

“關系”是指中國社會中一種特殊的人際聯(lián)系（Interpersonal ties），人們在這種聯(lián)系的基礎上產(chǎn)生相互義務，互惠以及信任，并形成社會分層。這種結(jié)構又在社會中構成“關系網(wǎng)絡”：以個體為核心，按照關系的親疏和彼此的信任度分布在各個大小不等的同心圓上，形成“差序格局”，再由實體的相對位置確定各自的權利與義務[3]。另一方面，現(xiàn)有文獻對供應鏈關系質(zhì)量（REALQUA）概念的構成最后幾乎都會收斂于三個主要維度：信任、承諾和相互依賴[4]，其他出現(xiàn)頻率較高的因子還包括交流、協(xié)作和適應等。由于“關系”本身帶有強烈的主觀感知性，因此本文也將研究對象聚焦在供應鏈關系質(zhì)量中的信任、交流、承諾和協(xié)作四個主觀性較強維度上。

11信任與“關系”

關于信任的來源，學界至今仍沒有統(tǒng)一的看法，有觀點認為來自家庭和血緣（Durkheim，2000）；社會學及人類學的看法是來自文化積淀，例如宗教和價值觀導致的差異（Dore，1987）。目前較有說服力的是社會交換理論：信任通過人與人、組織與人、組織與組織之間的互動、合作逐漸形成（Colman，1988；福山，1998；等）。在管理學領域，Carr認為，在供應鏈中信任也主要源自雙方的情感認同[5]?？梢赃@樣描述，組織間信任源自個體間信任，而人際信任最初的來源就是家庭、血緣等自然因素；相同的文化背景會促進信任，信任也可以通過長時間的交流互動及協(xié)作得以發(fā)展[6]。信任可以帶來兩個方面的后果：一是使個體獲得感知信用，二是福利性，即對方的行為會給自己帶來收益，至少不會造成損壞[7]。另一方面，中國社會中的“關系”構成包括人情差序：天生或環(huán)境因素造成的自然“親疏遠近”；認同差序：由道德、禮數(shù)和輿論之類社會文化因素形成的，表現(xiàn)由于價值觀不同而帶來的“認同”差異；地位差序：客觀存在社會地位差距，其最終體現(xiàn)為由聯(lián)系產(chǎn)生的期望及關系人脈[3]。

可以看出，二者具有非常相似的構成。Fukuyama（1995）認為，在中國社會中除非你進入了某個“關系”圈子，否則也就難以獲得人際間信任。這與信任的建立過程是一個從雙邊向多邊、多層次擴散的概念[8]非常相似。可以認為，中國社會中的人際信任是基于雙方的“關系”的，即假設在合作中同樣有：越親密的“關系”就越容易獲得信任，即“關系”與信任間存在顯著的正向關系，從“關系”構成維度來看即有：

H1a：人情差序?qū)π湃尉哂酗@著正向關系。

H1b：認同感對信任具有顯著正向關系。

H1c：地位差序?qū)π湃尉哂酗@著正向關系。

12“關系”與關系質(zhì)量因子

在中國情境中“關系”取向非常明顯[9]，因此科學地運用“關系”就可以幫助供應鏈成員提高資源貢獻度和運作協(xié)調(diào)程度[10]。同時，從早期的研究文獻開始，信任就被認為是影響組織間關系的一個最重要的因素[8]，同時也是影響成員間互動、信息共享及承諾的要素（Ballou，2007；等）。近年來國內(nèi)研究也證明了這一結(jié)論在制造業(yè)和服務業(yè)的有效性 （曾文杰和馬士華，2010；等）。所以，信任通常都被排在供應鏈關系質(zhì)量構成要素中的首要位置，它不但會直接影響供應鏈合作的績效，還會對關系承諾、信息共享[11]和協(xié)作產(chǎn)生積極影響?？梢哉J為， “關系”對供應鏈關系質(zhì)量的影響是通過信任的中介作用實現(xiàn)的，可假設：

H2a：“關系”通過信任的中介效應對交流有顯著的正向關系。

H2b：“關系”通過信任的中介效應對關系承諾有顯著的正向關系。

H2c：“關系”通過信任的中介效應對協(xié)作有顯著的正向關系。

13供應鏈關系質(zhì)量與合作績效

緊密的合作可以降低成本[12]，長期的合作關系與合作績效之間也存在著直接和間接的影響[13]，這意味著供應鏈關系質(zhì)量與供應鏈績效之間存在正向關系。

在關系質(zhì)量的構成因子中，信息共享與交流也是一個重要的變量，它可以有效地減輕“牛鞭效應”、縮短供應周期，實現(xiàn)提高供應鏈績效，也是實現(xiàn)供應鏈協(xié)調(diào)的一個關鍵因素[14]。據(jù)此，本文也假設信息共享是信任到合作績效影響路徑中的一個中介變量。

H3a：信任通過信息共享與交流的中介作用對合作績效產(chǎn)生正向影響。

對于關系承諾概念，一般指心理上對組織的正向感受，并且關系承諾本身就是參與者間的一種心理契約[15]?？梢哉J為關系承諾是對雙方間信任的一種描述，以及愿意以此作為關系交換的約定[16]。因此也可以假設：

H3b：信任通過關系承諾的中介作用對合作績效有顯著的正向關系。

文獻中常常把組織間合作關系與協(xié)作聯(lián)系在一起，如 Stank等（2001）的研究發(fā)現(xiàn)通過與外部伙伴的協(xié)作可以改善服務績效。Corsten和Felde（2005）也證實了與供應商的協(xié)作可以提升買方創(chuàng)新能力及財務績效，同時它還具有緩解功能性沖突的功效。因此可以提出：

H3c：信任通過協(xié)作的中介作用對合作績效有顯著的正向關系。

最后，對于已被大量實證研究證實的信任對合作績效的直接影響（Fynes等，2005； Li等，2007），假設：

H3d：信任對合作績效有顯著正向關系。

2研究方法

21樣本與過程

為了獲得可信的調(diào)查結(jié)果，本研究專門選取了家在農(nóng)村，并且以農(nóng)業(yè)經(jīng)營為主要家庭收入的云南財經(jīng)大學本?？茖W生，并從中隨機抽取了132人作為調(diào)查員，在調(diào)查前進行了詳細說明。調(diào)查員主要針對自家、關系較為密切的親戚、朋友家進行調(diào)查，每名學生負責的調(diào)查數(shù)盡量限定在10份以內(nèi)，個別具備特殊優(yōu)勢條件的，適當放寬數(shù)量限制至30份。調(diào)查于2011年暑假（7～8月）、2012年寒假（1～2月）學生回家之際進行。最終共發(fā)出調(diào)查問卷1620份（含相關企業(yè)120份）。最終回收農(nóng)戶628份，企業(yè)76份。剔除缺項太多及存在明顯缺陷的問卷后，最后選用農(nóng)戶343份、企業(yè)22份共365份問卷作為樣本，回收率為4346%，有效回收率為2253%。

22變量測量

調(diào)查問卷所涉及的觀測變量包括人情差序、認同程度、地位差序、信任、協(xié)作、承諾、交流、信息能力差異、合作愿景、滿意度和收入共11個，問項及其構成大都源自現(xiàn)有文獻，少數(shù)根據(jù)專家咨詢和訪談結(jié)果得出（如表1所示），采用五級Likert量表形式。同時，考慮到數(shù)據(jù)樣本中的經(jīng)營品種、經(jīng)營方式、收入以及受教育程度也會對個體的主觀合作感受造成一定影響的情況，選擇了4個控制變量（產(chǎn)品類型、人均收入、決策者教育程度和主要銷售方式）以剔除其對研究結(jié)果產(chǎn)生的影響。

23樣本分析

231信度分析

首先采用Cronbachs α檢驗對樣本進行了信度檢驗。從結(jié)果來看，合作愿景（α=0846）、經(jīng)營滿意度（0802）、

交流（α=0734）、信任（α=0742）和關系承諾（α=0846）屬于高信度；人情差序（α=0674）、認同程度（α=0691）、協(xié)作（α=0688）和關系承諾（α=0695）大于06但低于07，屬于可接受范圍。

232效度分析

本文對每個變量量表都進行了探索性因子分析，再利用AMOS18軟件進行了驗證性因子分析，通過模型的擬合情況來驗證所有量表的區(qū)別效度。結(jié)果顯示：所有因子負荷均在05以上，KMO值大于05，驗證性因子分析的CFA模型擬合指標也達到要求，說明問卷具有有效效度。

233變量間相關性分析

zeroorder Pearson correlations 相關性分析結(jié)果如表2所示：變量中除信息能力差異僅與控制變量中的產(chǎn)品類型顯著相關外，“關系”、信任、交流、協(xié)作、關系承諾和績效變量都分別與控制變量中的收入、受教育程度及銷售方式，以及其他各因子顯著相關（僅控制變量收入與關系承諾的相關性是在005水平顯著，其余均為0001水平顯著）。

3模型檢驗

31“關系”對各變量的相關性分析

將表征關系的三個維度變量作為自變量，信任、關系承諾、交流、協(xié)作以及合作績效作為因變量，同時控制了收入、品種、受教育程度、銷售方式變量的復回歸分析結(jié)果可知，F(xiàn)值都顯著；共線性檢測變量間的VIF均小于2，容忍度也均大于05，表明關系的三個維度不存在嚴重的共線性問題，多元回歸方法適用于本研究。

結(jié)果還顯示，信任與人情差序、認同感及地位差序都有顯著的正向關系（p≤0001）。其中，受認同感影響最為強烈（B2=0460），人情差序與地位差序的關系系數(shù)分別為0176和0155，表明“關系”整體對信任有顯著的正向影響，假設1a、1b和1c通過檢驗。關系承諾僅與認同感的關系系數(shù)是顯著的（B2=0361，p≤0001），說明僅有認同感會對合作方的關系承諾產(chǎn)生顯著的正向影響。交流與人情差序（B1=0157）和認同感（B3=0290）的關系系數(shù)顯著（p≤0001），對地位差序的影響則不顯著。協(xié)作與人情差序（B1=0140）和地位差序（B3=0177）關系系數(shù)顯著（p≤0001）。合作績效則與三個維度都有非常顯著的正向關系（B1=0144，B2=0313，B3=0197，p≤0001）。

32“關系”對關系質(zhì)量因子的影響

采用交流、關系承諾和協(xié)作因子作為因變量，代入四個控制變量，并依次代入“關系”及信任變量進行層次回歸分析。結(jié)果顯示，當將信任作為交流的中介變量時，“關系”的相關系數(shù)由0295減少到0130，顯著性明顯下降，F(xiàn)更改值具有顯著性。說明信任在“關系”和交流之間起到部分中介作用。信任的中介效應占總效應的比值為effect=0308×0409÷0295=0427，中介效應解釋了因變量的方差變異為Sqrt（0190-0180）=010，假設2a通過檢驗。

對關系承諾來說，相關系數(shù)由0319減少到0072，且不顯著，但F更改值顯著，說明為完全中介作用。中介效應占總效應比值為effect=0460×0504÷0319=0727，解釋的方差變異為Sqrt（0264 -0122）=038，假設2b通過檢驗。

對協(xié)作來說，相關系數(shù)由0268減少到0162，顯著性明顯下降，F(xiàn)更改值具顯著性，說明為部分中介，中介效應占總效應比值為effect=0199×0346÷0268=025，解釋的方差變異為Sqrt（0189-0163）=016，假設2c通過檢驗。

33關系質(zhì)量因子對合作績效的影響

采用將合作績效作為因變量，信任作為自變量，

分別代入關系承諾、交流和協(xié)作進行層次回歸的方法對合作績效相關性進行檢驗，結(jié)果顯示，信任對合作績效有顯著的正向關系，當回歸模型中依次加入交流、關系承諾和協(xié)作作為中介變量后，其關系系數(shù)逐漸減小，但仍具顯著性，說明這些變量都具有部分中介效應。其中，信任的直接效應為0246；交流的相關系數(shù)為0253（p≤001）；關系承諾的相關系數(shù)為0206（p≤001）；協(xié)作的相關系數(shù)為0085（p≤01），表明假設H3得到樣本數(shù)據(jù)的支持。

4結(jié)論

（1）中國是一個典型的“關系”社會，“關系”在供應鏈中的具體表現(xiàn)形式是以“關系”為基礎，建立起初始信任，繼而對關系質(zhì)量因子——交流、關系承諾和協(xié)作等產(chǎn)生影響，并最終影響合作績效。從研究結(jié)果可以看出，雖然構成“關系”的三個維度對信任的影響都是顯著的，但認同感的影響最為強烈。這說明，即使在中國較為傳統(tǒng)的農(nóng)村地區(qū)，差序格局中的人情差序、地位差序也已逐漸退居次要位置，認同感已經(jīng)取代“家族”與“地位”而成為“關系”最重要的構成因子。因此，在供應鏈合作中信任的建立和維系，僅僅依靠傳統(tǒng)的“家族”、“親情”或者“權威”是不夠的，只有建立在彼此認同的基礎上才更有效和更穩(wěn)定。

（2）改善供應鏈關系質(zhì)量是為了提高合作績效，“關系”對合作績效的影響是通過關系質(zhì)量來實現(xiàn)的。在關系質(zhì)量的構成因子中，信任是一個基礎變量，它不但會直接影響合作績效的水平，還會通過交流、關系承諾、協(xié)作等其他因子的中介作用產(chǎn)生間接影響。

研究結(jié)論表明，在深受傳統(tǒng)“關系”文化影響的中國商業(yè)環(huán)境中，合作參與者間信任的建立往往以私人“關系”網(wǎng)為基礎。但是隨著社會的發(fā)展和進步，這種“關系”的核心構成正發(fā)生著潛移默化的改變：相對于人情差序和地位差序，認同差序已經(jīng)成為最重要的構成因素。這就給我們帶來一個重要的啟示：要建立起穩(wěn)定有效的供應鏈合作關系，就必須在參與者間建立一種基于信任及知識共享的“關系契約”。而建立和維系這種信任關系的前提是，創(chuàng)造合作雙方對于“公平”、“正義”等價值觀，以及合作目標、合作方式、操作流程等專業(yè)知識的共同認識。

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（責任編輯：唐杰）