王景敏，崔利剛，許茂增

（1.重慶交通大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，重慶市 400074；2.北部灣大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，廣西 欽州 535011）

一、研究背景

在創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略、供應(yīng)鏈發(fā)展戰(zhàn)略等多重國家戰(zhàn)略疊加推進過程中，如何激發(fā)市場主體創(chuàng)新活力，改善產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈創(chuàng)新生態(tài)，從而提升供應(yīng)鏈管理水平與運營效益，是一個值得關(guān)注的議題。一方面，從供應(yīng)鏈管理實踐看，鏈主企業(yè)①不斷涌現(xiàn)，創(chuàng)新能力不斷提升，但供應(yīng)鏈成本高、效率低問題依然突出，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力驅(qū)動供應(yīng)鏈效率變革成效并不理想（即鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率“兩張皮”）；另一方面，在企業(yè)市場地位差序格局②[1]與供應(yīng)鏈效率邊界發(fā)生重要變革的今天，“酒香也怕巷子深”成為鏈主企業(yè)共識。當(dāng)前我國供應(yīng)鏈體系中存在大量的原材料（或元器件）供應(yīng)、流通加工、渠道市場等非鏈主企業(yè)，非鏈主企業(yè)、鏈主企業(yè)及其與供應(yīng)鏈的差序氛圍被自然而然地塑造出來，這會直接影響鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈這種聯(lián)盟化組織形式的評價與感受，進而影響整個供應(yīng)鏈效率變革。那么，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力如何作用于供應(yīng)鏈效率變革，其背后的機理如何，特別是鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過何種機制、經(jīng)由何種路徑影響供應(yīng)鏈效率，這些都需要進一步的探索。

在企業(yè)自身能力研究領(lǐng)域，多數(shù)研究認為，創(chuàng)新能力等企業(yè)自身能力對產(chǎn)業(yè)鏈（集群）升級、企業(yè)或供應(yīng)鏈績效產(chǎn)出、供應(yīng)鏈效率提高等具有積極影響[2-7]。也有部分研究認為，某些情境因素也會影響創(chuàng)新能力等企業(yè)自身能力對產(chǎn)業(yè)鏈（集群）供應(yīng)鏈績效產(chǎn)出的作用，如環(huán)境動態(tài)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)[7]、組織認同的中介效應(yīng)[8]、創(chuàng)新生態(tài)網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)效應(yīng)[9]，特別是中國特定情境因素差序氛圍對組織成員間合作互動、組織運營績效等的影響較大[10-11]。在供應(yīng)鏈效率研究領(lǐng)域，現(xiàn)有研究集中于對供應(yīng)鏈效率測量方法以及影響因素的探析[12-14]。顯然，學(xué)者們在對企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率關(guān)系的認識上并未達成一致，未能深入刻畫供應(yīng)鏈效率變革微觀機理及組織認同、差序氛圍等情境因素，忽視了鏈主企業(yè)在提升供應(yīng)鏈效率方面所扮演的角色，更是很少從不同路徑解理中國情境下鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的影響機制。鑒于此，為揭示鏈主企業(yè)引領(lǐng)供應(yīng)鏈效率變革的機制“黑箱”，本研究以企業(yè)創(chuàng)新理論、供應(yīng)鏈理論、效率理論為基礎(chǔ)，引入組織認同中介變量與差序氛圍調(diào)節(jié)變量，利用中國西部陸海新通道沿線省份港口—腹地供應(yīng)鏈③問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，重點探索三個關(guān)鍵問題：一是鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力是否直接影響供應(yīng)鏈效率；二是組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率間的中介作用；三是差序氛圍在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間、在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力（經(jīng)由組織認同）與供應(yīng)鏈效率間的雙重負向調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率

企業(yè)創(chuàng)新能力指企業(yè)將可用資源轉(zhuǎn)換為新產(chǎn)品（服務(wù)）和流程的能力[15]，主要體現(xiàn)在企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和人才創(chuàng)新兩個維度。其中，技術(shù)創(chuàng)新體現(xiàn)在研發(fā)投入強度、技術(shù)人員占比、人均專利數(shù)量上；人才創(chuàng)新體現(xiàn)在碩士學(xué)歷員工占比、本科學(xué)歷員工占比、研發(fā)人員占比上[16]。企業(yè)創(chuàng)新理論認為，企業(yè)創(chuàng)新能力是供應(yīng)鏈核心競爭力提升的基本保障[17]，是供應(yīng)鏈可持續(xù)快速發(fā)展的重要促成因素[18]。從微觀上看，企業(yè)通過不斷進行技術(shù)創(chuàng)新和制度創(chuàng)新，有效銜接各個環(huán)節(jié)并形成核心競爭力，進而實現(xiàn)供應(yīng)鏈效率提升[19]。也就是說，企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率具有積極正向影響。有研究支持這一推測。比如，尹（Yoon S N）等[20]指出，供應(yīng)鏈內(nèi)部創(chuàng)新在提高供應(yīng)鏈效率的操作流程中起著關(guān)鍵作用；黃節(jié)根等[21]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略對企業(yè)乃至整個供應(yīng)鏈經(jīng)營績效具有正向影響作用；胡海文等[22]認為，企業(yè)創(chuàng)新能力既可正向直接作用于供應(yīng)鏈高適應(yīng)性，也可中介作用于供應(yīng)鏈高適應(yīng)性。

供應(yīng)鏈本質(zhì)上是一個動態(tài)、競爭、演化、博弈的企業(yè)聯(lián)盟網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)[23]。效率理論認為，企業(yè)間并購或聯(lián)盟可以產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，提高整體效率。演化博弈理論[24]解釋了供應(yīng)鏈內(nèi)成員企業(yè)的異質(zhì)性以及成員企業(yè)間的互動性，認為供應(yīng)鏈效率變革的主要動力源自創(chuàng)新。也就是說，供應(yīng)鏈是由具有商品（貨物）業(yè)務(wù)關(guān)聯(lián)性的異質(zhì)性主體構(gòu)成的企業(yè)聯(lián)盟網(wǎng)絡(luò)，成員企業(yè)是既相對獨立又相互聯(lián)系的利益主體和行為主體。在這樣的企業(yè)聯(lián)盟網(wǎng)絡(luò)中，企業(yè)特別是鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、企業(yè)間互動推動著供應(yīng)鏈效率變革，即鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈內(nèi)非鏈主企業(yè)具有凝聚力、影響力，鏈主企業(yè)創(chuàng)新會影響非鏈主企業(yè)決策與行為，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與非鏈主企業(yè)相機抉擇共同推動供應(yīng)鏈效率變革。由此，從邏輯上看，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率具有關(guān)鍵的前因作用。

根據(jù)以上分析和邏輯推理，提出以下假設(shè)：

H1：鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力正向影響供應(yīng)鏈效率。

（二）組織認同的中介作用

組織認同反映組織成員對組織的歸屬感或者與組織共命運的感受，是衡量組織成員與組織間關(guān)系質(zhì)量的重要指標(biāo)之一[25]。從成員層次來看，組織認同側(cè)重于情感認同、價值融合、事業(yè)發(fā)展等維度[26]。從成員與組織間關(guān)系及組織認同所起的作用來看，組織認同是成員與組織保持高度一致的具體表現(xiàn)，在成員與組織間關(guān)系中發(fā)揮紐帶作用[27]。目前，已有研究通過案例或?qū)嵶C方法證實了組織認同的這種紐帶作用。比如，張新憶等[28]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高效工作系統(tǒng)是一個協(xié)同作用的整合體系，它通過促進成員的組織認同來提升企業(yè)創(chuàng)新績效；宋（Song W）等[29]進一步發(fā)現(xiàn)，企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略布局有利于組織認同的形成，且組織認同在企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略布局與組織高效創(chuàng)造（產(chǎn)出）的關(guān)系中起部分中介作用。

鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力之所以能夠促進供應(yīng)鏈效率變革，一部分原因是鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力有助于企業(yè)對供應(yīng)鏈組織認同的形成。組織認同理論認為，一方面，組織認同是一個能影響組織所有成員行動的集體認知框架[30]，要求組織成員認同企業(yè)價值觀；另一方面，高組織認同能促使組織成員在觀念、行為上與組織保持一致[31]。根據(jù)交換網(wǎng)絡(luò)理論[32]，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率之間存在一種特殊的交換關(guān)系，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率變革的影響是通過鏈主企業(yè)的創(chuàng)新效用來實現(xiàn)的，這種創(chuàng)新效用通過鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈這一組織的認同而產(chǎn)生。因此，按照這樣的觀點，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力并不是直接影響供應(yīng)鏈效率變革，而是通過鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈的組織認同來影響鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的釋放和發(fā)揮，使鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率間的交換關(guān)系得以實現(xiàn)。

根據(jù)以上分析和邏輯推理，提出以下假設(shè)：

H2a：鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力越強，其組織認同越高；

H2b：鏈主企業(yè)組織認同越高，供應(yīng)鏈效率越高；

H2c：鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同間接影響供應(yīng)鏈效率。

（三）差序氛圍的調(diào)節(jié)作用

作為中國本土化企業(yè)組織變量，差序氛圍是指組織內(nèi)部成員之間關(guān)系親疏遠近的差異及以此為依據(jù)而采用的不同互動法則與差異化、偏私化組織資源分配，其典型表現(xiàn)為圈層文化、權(quán)力尊卑、差別對待、互惠的社會交換、關(guān)系的動態(tài)性等[33]。差序氛圍深刻影響著組織成員的行為、組織成員間的互動規(guī)則以及組織的績效表現(xiàn)[34]。以往研究表明，一方面，在我國的企業(yè)組織中，“圈子”現(xiàn)象在一定程度上造成了差序氛圍的普遍存在[34]；另一方面，差序氛圍經(jīng)常作為調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)成員行為（或能力）與組織績效產(chǎn)出間的關(guān)系，且這種調(diào)節(jié)作用往往被證實是負向的，如差序氛圍可有效負向調(diào)節(jié)領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對研發(fā)團隊創(chuàng)造力的影響[35]、領(lǐng)導(dǎo)-成員匹配對企業(yè)工作繁榮的影響[36]等。陳志霞等[33]指出，成員間的頻繁互動可以增強團隊整體感，增加團隊成員協(xié)作機會，降低領(lǐng)導(dǎo)者與某特定團隊成員建立緊密聯(lián)系的可能性，進而弱化圈層感知，減少資源分配差異與差別對待行為。

在供應(yīng)鏈中，因“企”而異的差別也可在某種程度上折射出供應(yīng)鏈的差序氛圍。根據(jù)自我歸類理論[37]，鏈主企業(yè)歸類是對鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)進行比較后的產(chǎn)物，鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)之間差異越顯著，越容易促進歸類概念的形成，而這些差異的產(chǎn)生在很大程度上取決于供應(yīng)鏈情境中的顯著線索。特別是當(dāng)供應(yīng)鏈差序氛圍濃時，容易使鏈主企業(yè)產(chǎn)生消極的自我認知和歸類，從而影響鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的釋放和發(fā)揮，以及鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)互惠關(guān)系的質(zhì)量，使鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈的組織不公平感增強、組織認同降低；當(dāng)供應(yīng)鏈差序氛圍淡時，鏈主企業(yè)和非鏈主企業(yè)基本上都能被公平公正對待，有利于營造和諧創(chuàng)新生態(tài)，促使鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新效用快速產(chǎn)生。進一步，差序氛圍不僅能負向調(diào)節(jié)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間關(guān)系，而且可能影響鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同對供應(yīng)鏈效率的間接作用。具體而言，組織認同中介了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的影響，但差序氛圍會負向調(diào)節(jié)這種中介效應(yīng)。

根據(jù)以上分析和邏輯推理，提出以下假設(shè)：

H3a：差序氛圍在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間起調(diào)節(jié)作用；

H3b：差序氛圍調(diào)節(jié)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的間接效應(yīng)。其具體表現(xiàn)是：差序氛圍越淡，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同對供應(yīng)鏈效率的間接效應(yīng)越強，反之越弱。

綜上所述，本研究提出鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率影響的概念模型，如圖1所示。

圖1 鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率影響的概念模型

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)收集與研究樣本

本研究采用針對西部陸海新通道沿線省份出口導(dǎo)向型港口—腹地供應(yīng)鏈的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)。問卷調(diào)查對象為鏈主企業(yè)中高層管理者及其派駐或負責(zé)對接港口—腹地供應(yīng)鏈（項目）的專員（以下簡稱“鏈主企業(yè)對接專員”）。一方面，在問卷發(fā)放之前，課題組先行與相關(guān)港口—腹地供應(yīng)鏈鏈主企業(yè)對接專員（1位）取得聯(lián)系，請其提供鏈主企業(yè)清單資料并協(xié)調(diào)同一鏈主企業(yè)中高層管理者（2～3位）的填答時間；另一方面，在對問卷進行配對并編號的基礎(chǔ)上，首先發(fā)放和收集鏈主企業(yè)對接專員問卷，然后再面向同一鏈主企業(yè)的中高層管理者進行調(diào)研。鏈主企業(yè)對接專員和中高層管理者依次獨立完成關(guān)于鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、組織認同、差序氛圍及港口—腹地供應(yīng)鏈效率的調(diào)研問卷。問卷發(fā)放采用現(xiàn)場填寫和電子郵件分發(fā)兩種形式，數(shù)據(jù)收集采用全過程匿名的方式。2021年2月至7月，課題組于大規(guī)模集中調(diào)研期間進行了本次問卷發(fā)放和數(shù)據(jù)收集，共發(fā)放問卷500 份，回收有效問卷358份（含鏈主企業(yè)對接專員問卷92份、鏈主企業(yè)中高層管理者問卷266份）。有效問卷中被調(diào)研港口—腹地供應(yīng)鏈及其鏈主企業(yè)基本信息參見表1。

表1 被調(diào)研港口—腹地供應(yīng)鏈及其鏈主企業(yè)統(tǒng)計特征

（二）變量設(shè)計與測量

本研究以概念模型為基礎(chǔ)，參考國內(nèi)外經(jīng)過驗證的量表（對于英文量表，采用翻譯-回譯方法獲得中文版），同時考慮港口—腹地供應(yīng)鏈運營和管理情境，經(jīng)過專家咨詢討論，設(shè)計初步問卷，并組織19名鏈主企業(yè)對接專員和中高層管理者參與初步問卷預(yù)調(diào)研，對測量題項的易讀性等進行可操作性檢驗，在此基礎(chǔ)上確定正式問卷。本研究的變量及其測量方法參見表2。測量題項采用李克特（Likert）七點量表進行測量，1～7代表“完全不同意”到“完全同意”。

表2 研究變量及其測量

1.自變量

自變量為鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力（LCEIA）。該變量的測量借鑒索克（Sok P）等[38]、劉新艷等[39]開發(fā)的量表，共六個題項，如“鏈主企業(yè)經(jīng)常利用現(xiàn)有的最先進技術(shù)”等。

2.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為差序氛圍（DA）。該變量的測量借鑒劉軍等[10]開發(fā)的量表，共五個題項，如“某些非鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈的決策影響過大”等。

3.中介變量

中介變量為組織認同（OI）。該變量的測量采用邁爾（Mael F）等[40]開發(fā)的量表，共六個題項，如“當(dāng)談起供應(yīng)鏈時，鏈主企業(yè)經(jīng)常稱之為所在團隊”等。

4.因變量

因變量為供應(yīng)鏈效率（SCE）。該變量的測量借鑒舒尚阿瓦提（Susanawati L）等[14]、金賽美[41]、邵欣[42]、周文泳等[43]開發(fā)的量表，共八個題項，如“供應(yīng)鏈的產(chǎn)品性價比高”等。

5.控制變量

組織認同、供應(yīng)鏈效率還可能受到其他一些外生和內(nèi)生因素的影響。本研究借鑒倪淵[7]、時大紅等[16]、周文泳等[43]的研究，從鏈主企業(yè)規(guī)模（LCES）、鏈主企業(yè)研發(fā)投入強度（LCERD）、供應(yīng)鏈類別（SCC）、供應(yīng)鏈成立年限（SCY）、供應(yīng)鏈成員企業(yè)數(shù)（SCMN）五個方面對這些因素加以控制。

四、數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

（一）信度和效度分析

1.信度分析

利用SPSS26.0軟件測量分析鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、差序氛圍、組織認同、供應(yīng)鏈效率四個變量的克朗巴赫系數(shù)（Cronbach's α）。如表3 所示，四個變量的克朗巴赫系數(shù)分別為0.883、0.858、0.925、0.902，均在0.8以上，說明量表信度較好。

2.效度分析

本研究分別從內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度、收斂效度、區(qū)別效度四個方面進行分析。

（1）內(nèi)容效度。本研究所使用量表均基于國內(nèi)外成熟量表，并根據(jù)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率影響的具體情境邀請專家學(xué)者進行了修改和小范圍預(yù)測，具有良好的內(nèi)容效度。

（2）結(jié)構(gòu)效度。利用SPSS26.0軟件計算得到的量表整體KMO值為0.906，大于0.7，巴特利特（Bartlett）球形度檢驗值顯著性為0.000，小于0.001，說明量表結(jié)構(gòu)效度較好。

（3）收斂效度。利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，結(jié)果見表3。經(jīng)計算整理發(fā)現(xiàn)，各題項標(biāo)準化因子載荷大部分在0.7以上，組合信度（CR）值均在0.7以上，平均方差抽取量（AVE）值均在0.5 以上，說明量表收斂效度較好。

表3 主要變量信度和效度檢驗結(jié)果（N=358）

（4）區(qū)別效度。利用AMOS24.0軟件進行驗證性因子分析，結(jié)果見表4。對四因子模型、三因子模型、二因子模型、單因子模型的擬合度進行比較后發(fā)現(xiàn)，四因子模型的擬合度最優(yōu)，卡方自由度比χ2/df=2.28，塔克·劉易斯指數(shù)TLI=0.932，比較擬合指數(shù)CFI=0.944，近似誤差均方根RMSEA=0.059，這說明變量間具有較好的區(qū)別效度。

（二）共同方法偏差檢驗

為減少共同方法偏差對數(shù)據(jù)結(jié)果的影響，本研究在收集數(shù)據(jù)時采用了匿名填寫、鏈主企業(yè)對接專員和中高層管理者分別填答等方式，但由于主要采用自評方式，仍然可能存在共同方法偏差問題。因此，本研究采用哈曼（Harman）單因子檢驗[44]和加入共同方法潛因子[45]兩種方法對共同方法偏差進行檢驗。首先，根據(jù)哈曼單因子檢驗法，利用SPSS26.0軟件對鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、差序氛圍、組織認同、供應(yīng)鏈效率四個變量所對應(yīng)的全部題項進行未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析。結(jié)果顯示，所提取的第一個因子的方差解釋率為34.867%，低于40%的臨界值。然后，根據(jù)加入共同方法潛因子法，利用AMOS24.0 軟件，在四因子模型基礎(chǔ)上加入共同方法潛因子（CMV）進行分析，結(jié)果見表4。與四因子模型相比，加入共同方法潛因子的模型擬合度指標(biāo)并沒有得到顯著改善。綜上，在本研究中共同方法偏差不會影響調(diào)研數(shù)據(jù)的可靠性。

（三）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

利用SPSS26.0 軟件得到變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與相關(guān)系數(shù)，具體見表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，任意兩個變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.6以下，說明變量間關(guān)系受共線性影響較小，有利于模型進一步分析。其中，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同（r=0.581，p＜0.001）、供應(yīng)鏈效率（r=0.472，p＜0.001）呈顯著正相關(guān)關(guān)系，組織認同與供應(yīng)鏈效率（r=0.466，p＜0.001）呈顯著正相關(guān)關(guān)系，差序氛圍與鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力（r=-0.336，p＜0.01）、組織認同（r= -0.395 ，p＜0.01）、供應(yīng)鏈效率（r=-0.565，p＜0.001）呈顯著負相關(guān)關(guān)系，這些為研究假設(shè)檢驗提供了初步的數(shù)據(jù)支持。

表5 變量描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析結(jié)果（N=358）

（四）假設(shè)檢驗

1.鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的主效應(yīng)檢驗

為檢驗鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的正向影響，采用層次回歸分析法，利用SPSS26.0軟件對調(diào)研樣本數(shù)據(jù)進行分析。首先，將供應(yīng)鏈效率作為因變量并加入控制變量，構(gòu)建模型（1）：

其中，YSCE代表因變量供應(yīng)鏈效率，XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN分別代表控制變量鏈主企業(yè)規(guī)模、鏈主企業(yè)研發(fā)投入強度、供應(yīng)鏈類別、供應(yīng)鏈成立年限、供應(yīng)鏈成員企業(yè)數(shù)，α0為常量，系數(shù)αLCES、αLCERD、αSCC、αSCY、αSCMN分別代表控制變量XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN對因變量YSCE的影響程度。

接下來，將鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力作為自變量加入模型（1），構(gòu)建模型（2）。

其中，XLCEIA代表自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力，系數(shù)αLCEIA代表自變量XLCEIA對因變量YSCE的影響程度。

由回歸分析結(jié)果（表6）可知，在模型（1）中，五個控制變量的系數(shù)均不顯著，對供應(yīng)鏈效率僅有0.7%的解釋力，而加入自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力后，模型（2）的解釋力增至23.0%，且鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率具有顯著正向影響（β=0.419，p＜0.001）。因此，H1得到支持，即鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力正向影響供應(yīng)鏈效率。

2.組織認同的中介效應(yīng)檢驗

為檢驗組織認同的中介效應(yīng)，首先根據(jù)巴倫（Baron R M）等[46]提出的中介效應(yīng)檢驗步驟，采用層次回歸分析法，將組織認同作為因變量并加入控制變量，構(gòu)建模型（3）。

其中，YOI代表中介變量組織認同，β0為常量，系數(shù)βLCES、βLCERD、βSCC、βSCY、βSCMN分別代表控制變量XLCES、XLCERD、XSCC、XSCY、XSCMN對中介變量YOI的影響程度。

為檢驗鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同的影響，將鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力作為自變量加入模型（3），構(gòu)建模型（4）。

其中，系數(shù)βLCEIA代表自變量XLCEIA對中介變量YOI的影響程度。

為檢驗組織認同對供應(yīng)鏈效率的影響，以供應(yīng)鏈效率為因變量，將中介變量組織認同加入模型（1），構(gòu)建模型（5）。

其中，XOI代表中介變量組織認同，系數(shù)αOI代表中介變量XOI對因變量YSCE的影響程度。

為檢驗組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率之間的中介效應(yīng)，以供應(yīng)鏈效率為因變量，將自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力和中介變量組織認同同時加入模型（1），構(gòu)建模型（6）。

由回歸分析結(jié)果（表6）可知，在模型（3）中，五個控制變量的系數(shù)均不顯著，對組織認同僅有0.7%的解釋力，而加入自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力后，模型（4）的解釋力增至39.4%，且鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同具有顯著正向影響（β=0.634，p＜0.001），H2a得到驗證，即鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力越強，其組織認同越高；在模型（5）中，組織認同對供應(yīng)鏈效率具有顯著正向影響（β=0.401，p＜0.001），H2b得到驗證，即鏈主企業(yè)組織認同越高，其供應(yīng)鏈效率越高；在模型（6）中，自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力和中介變量組織認同均對供應(yīng)鏈效率具有顯著正向影響，且相較于模型（2），鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的影響（β=0.270，p＜0.001）顯著減小，這表明組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率之間的關(guān)系中起中介作用，且為部分中介，H2c得到驗證，即鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同間接影響供應(yīng)鏈效率。

表6 層次回歸分析結(jié)果（N=358）

接下來，為進一步檢驗組織認同的中介效應(yīng)，利用SPSS26.0 軟件中的PROCESS 插件進行拔靴（Bootstrap）法檢驗。檢驗結(jié)果顯示，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.141 8，0.348 2]，中間不包含0，這進一步說明了組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率之間的中介效應(yīng)，因此H2c成立。

3.差序氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

首先，檢驗鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、差序氛圍對組織認同的影響。以組織認同為因變量，將自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、調(diào)節(jié)變量差序氛圍同時加入模型（3），構(gòu)建模型（7）。

其中，XDA代表調(diào)節(jié)變量差序氛圍，系數(shù)βDA代表自變量XDA對中介變量YOI的影響程度。

其次，為檢驗差序氛圍在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，避免變量間的多重共線性問題，對自變量鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力和調(diào)節(jié)變量差序氛圍進行中心化處理，生成兩者的交互項并將之加入模型（7），構(gòu)建模型（8）。

其中，系數(shù)βINTER代表交互項XLCEIAXDA對中介變量YOI的影響程度。

由回歸分析結(jié)果（表6）可知，模型（4）調(diào)整后的可決系數(shù)Adj-R2為0.394，模型（7）、模型（8）調(diào)整后的可決系數(shù)Adj-R2分別增至0.428 和0.439。這表明，加入調(diào)節(jié)變量差序氛圍后，模型解釋力增強，且在模型（8）中鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與差序氛圍交互項對組織認同具有顯著負向影響（β=-0.138，p＜0.001）。因此，H3a 得到支持，即差序氛圍在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間起調(diào)節(jié)作用。為進一步檢驗差序氛圍的調(diào)節(jié)作用，將差序氛圍分為濃差序氛圍組和淡差序氛圍組，繪制濃淡兩種水平下鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同影響的簡單斜率圖（圖2）。由圖2可以看出，差序氛圍無論濃淡，均能在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間起負向調(diào)節(jié)作用，不過淡差序氛圍組（均值減一個標(biāo)準差）所對應(yīng)直線的斜率略大于濃差序氛圍組（均值加一個標(biāo)準差）所對應(yīng)直線的斜率。這表明，差序氛圍淡時鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同的影響大于差序氛圍濃時鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同的影響，H3a再次得到驗證。

圖2 差序氛圍在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與組織認同間的調(diào)節(jié)作用

4.被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)溫忠麟等[47]的觀點，當(dāng)調(diào)節(jié)變量調(diào)節(jié)中介路徑的前半段或后半段時，會同時調(diào)節(jié)整條中介路徑，即在調(diào)節(jié)變量的不同水平上，中介效應(yīng)存在一定的差異。為檢驗不同差序氛圍下組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率之間的中介效應(yīng)，參考普瑞徹爾（Preacher K J）等[48]、海耶斯（Hayes A F）[49]的研究，利用SPSS26.0 軟件中的PROCESS插件進行拔靴法檢驗。令因變量為供應(yīng)鏈效率，自變量為鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力，中介變量為組織認同，調(diào)節(jié)變量為差序氛圍，控制變量為鏈主企業(yè)規(guī)模、鏈主企業(yè)研發(fā)投入強度、供應(yīng)鏈類別、供應(yīng)鏈成立年限、供應(yīng)鏈成員企業(yè)數(shù)，選擇PROCESS插件中序號為（7）的模型，設(shè)拔靴抽樣次數(shù)為5 000，偏差校正置信區(qū)間為95%，得到表7 所示的結(jié)果。

表7 不同差序氛圍下組織認同的中介效應(yīng)

由表7 可知，差序氛圍顯著調(diào)節(jié)“鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力→組織認同→供應(yīng)鏈效率”這一中介路徑，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)指數(shù)為-0.032 5，p＜0.001。當(dāng)差序氛圍淡時，95%置信區(qū)間為[0.052 1，0.253 0]，不包含0，此時組織認同的中介效應(yīng)存在；當(dāng)差序氛圍中等時，95%置信區(qū)間為[0.045 6，0.220 7]，不包含0，此時組織認同的中介效應(yīng)存在；當(dāng)差序氛圍濃時，95%置信區(qū)間為[0.035 9，0.185 5]，不包含0，此時組織認同的中介效應(yīng)存在。而且，淡差序氛圍所對應(yīng)的間接效應(yīng)值大于中等差序氛圍和濃差序氛圍所對應(yīng)的間接效應(yīng)值，這表明當(dāng)差序氛圍淡時組織認同的中介效應(yīng)更強。綜上，H3b得到支持，即差序氛圍調(diào)節(jié)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同對供應(yīng)鏈效率的間接效應(yīng)。對此，本研究的解釋是，在差序氛圍淡的情況下，鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈的組織認同高，這有利于鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的拓展和輻射，從而帶動非鏈主企業(yè)等共同提升供應(yīng)鏈效率；在差序氛圍濃的情況下，鏈主企業(yè)對供應(yīng)鏈的組織認同低，這會引發(fā)鏈主企業(yè)的自我歸類，從而抑制鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的釋放和發(fā)揮，破壞供應(yīng)鏈成員企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新生態(tài)，阻礙供應(yīng)鏈效率的提升。

五、結(jié)論、啟示、貢獻與展望

（一）主要結(jié)論

本研究基于企業(yè)創(chuàng)新理論、供應(yīng)鏈理論、效率理論，引入組織認同中介變量和差序氛圍調(diào)節(jié)變量，利用港口—腹地供應(yīng)鏈問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的影響及作用機制。結(jié)論如下：

第一，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率具有正向影響作用。作為供應(yīng)鏈重要的創(chuàng)新源泉，鏈主企業(yè)通過科技賦能、產(chǎn)品創(chuàng)新、服務(wù)延伸等促使創(chuàng)新源泉充分涌流，有助于推動供應(yīng)鏈效率變革。該結(jié)論與現(xiàn)實情況相符，如有研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新可驅(qū)動供應(yīng)鏈效率變革[50]，新型實體企業(yè)可通過技術(shù)創(chuàng)新有效提高整個供應(yīng)鏈效率[51]。這表明，以鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力助力供應(yīng)鏈效率變革在理論和實踐上都是可行的。

第二，組織認同在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的影響中起部分中介作用。在現(xiàn)有供應(yīng)鏈體系下，對組織認同的鏈主企業(yè)更愿意融入供應(yīng)鏈這個網(wǎng)鏈組織與協(xié)作平臺，并希望通過自身創(chuàng)新能力的傳導(dǎo)和釋放與非鏈主企業(yè)完成社會交換過程，推動供應(yīng)鏈效率變革。這表明，鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力除能直接影響供應(yīng)鏈效率外，還能通過組織認同這一中介路徑促進供應(yīng)鏈效率變革。

第三，差序氛圍不僅負向調(diào)節(jié)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對組織認同的直接影響，而且負向調(diào)節(jié)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力通過組織認同對供應(yīng)鏈效率的間接影響。在鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力驅(qū)動供應(yīng)鏈效率變革的過程中，差序氛圍普遍存在并深刻影響著鏈主企業(yè)創(chuàng)新、鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)合作互動以及整個供應(yīng)鏈的效率表現(xiàn)，這很好地詮釋了供應(yīng)鏈效率管理實踐中導(dǎo)致鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率“兩張皮”的癥結(jié)。

（二）管理啟示

在國家創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略、供應(yīng)鏈發(fā)展戰(zhàn)略疊加的機遇期和“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，培育激發(fā)鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力成為供應(yīng)鏈應(yīng)對效率變革的重要途徑。而供應(yīng)鏈效率變革作為一項系統(tǒng)工程，需要充分發(fā)揮鏈主企業(yè)創(chuàng)新引領(lǐng)作用、鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)一體化聯(lián)盟作用[52]以及政府和行業(yè)協(xié)會等的規(guī)范作用。管理啟示如下：

一要重視鏈主企業(yè)創(chuàng)新主體作用與創(chuàng)新能力建設(shè)，集聚供應(yīng)鏈效率變革新動能。鏈主企業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮先進技術(shù)和方法、新產(chǎn)品和服務(wù)等對供應(yīng)鏈效率變革的積極作用，注重自主創(chuàng)新、開放創(chuàng)新，瞄準技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、人才創(chuàng)新，協(xié)同利用非鏈主企業(yè)等的資源和要素，持續(xù)帶動整個供應(yīng)鏈實現(xiàn)以核心技術(shù)驅(qū)動的價值升級與蛻變。

二要注重鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新，構(gòu)建供應(yīng)鏈效率變革最大的同心圓。作為聯(lián)盟化組織形式的供應(yīng)鏈，應(yīng)通過價值共創(chuàng)、風(fēng)險共擔(dān)、收益共享等方式構(gòu)建利益共同體、事業(yè)共同體、命運共同體，提高鏈主企業(yè)等創(chuàng)新主體的組織認同，促進鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力在非鏈主企業(yè)間的有效傳導(dǎo)，降低鏈主企業(yè)與非鏈主企業(yè)合作與運營成本，節(jié)約其合作與運營時間，最終實現(xiàn)以鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力驅(qū)動供應(yīng)鏈效率變革的目標(biāo)。

三要注意供應(yīng)鏈中差序氛圍的消極影響，營造全鏈條式供應(yīng)鏈效率變革新生態(tài)。差序氛圍作為影響供應(yīng)鏈效率的“負能量場”，貫穿鏈主企業(yè)、非鏈主企業(yè)乃至供應(yīng)鏈活動的全生命周期，與供應(yīng)鏈所在的營商環(huán)境緊密相連，這就需要政府、行業(yè)協(xié)會及供應(yīng)鏈各成員主體正視供應(yīng)鏈“負能量場”，并對其差序氛圍持續(xù)予以規(guī)范。

（三）邊際貢獻

一是聚焦供應(yīng)鏈鏈主企業(yè)這一新興組織，拓寬了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力的作用場景，豐富了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力與供應(yīng)鏈效率關(guān)系相關(guān)研究，拓展了學(xué)界較少專門研究的供應(yīng)鏈效率前因，對供應(yīng)鏈管理、效率等理論進行了深化和補充。

二是融合多種理論，探索發(fā)現(xiàn)了中國情境下鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率變革的兩種作用機制（組織認同的部分中介作用、差序氛圍的調(diào)節(jié)作用），進一步闡釋了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力、組織認同、差序氛圍、供應(yīng)鏈效率之間的復(fù)雜關(guān)系，為相關(guān)研究提供了新的理論視角。

（四）局限與展望

第一，本研究樣本來源于西部陸海新通道沿線省份出口導(dǎo)向型港口—腹地供應(yīng)鏈鏈主企業(yè)對接專員和中高層管理者，對其他地區(qū)或行業(yè)企業(yè)的適用性有待檢驗，未來研究可以擴大樣本數(shù)量和樣本來源，提高研究結(jié)論的準確性和普適性。

第二，本研究盡管證實了鏈主企業(yè)創(chuàng)新能力對供應(yīng)鏈效率的重要影響，但忽略了影響過程的動態(tài)性以及鏈主企業(yè)其他個體特征的影響，未來既可通過縱向研究或?qū)嶒炑芯窟M一步揭示供應(yīng)鏈效率變革的動態(tài)過程，也可繼續(xù)擴展分析其他能力（如網(wǎng)絡(luò)能力等）對供應(yīng)鏈效率變革的影響。

＊貴州財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院張亞軍教授為本文提供了有益建議，特此感謝。

注釋：

①本課題組前期實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，能夠成為供應(yīng)鏈鏈主的企業(yè)大多是在供應(yīng)鏈中居于關(guān)鍵位置、掌握核心技術(shù)（生產(chǎn)制造、管理或信息技術(shù)）、生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)?；蛸Y金規(guī)模居全鏈成員企業(yè)之首的實體企業(yè)。

②馬磊將費孝通先生提出的用以研究社會結(jié)構(gòu)的差序格局理論拓展至組織和市場領(lǐng)域，并通過實證分析得出結(jié)論：當(dāng)前我國企業(yè)的市場地位也呈現(xiàn)出一種差序格局，且這種格局是以產(chǎn)權(quán)為基礎(chǔ)產(chǎn)生的。

③在本研究中，港口—腹地供應(yīng)鏈指以西部陸海新通道沿線省份為供應(yīng)端，以北部灣出?？跒椋ㄅR時）接收端，運用現(xiàn)代信息技術(shù)，在一定時間內(nèi)實現(xiàn)腹地與港口資源整合、促進各利益相關(guān)方共創(chuàng)價值的出口導(dǎo)向型組織形態(tài)，且逐步形成了以實體企業(yè)主導(dǎo)型、平臺企業(yè)整合型為基本類型和以冷鏈供應(yīng)鏈、林產(chǎn)品供應(yīng)鏈、物流與制造業(yè)一體化供應(yīng)鏈為特色類型的“兩基三特”港口—腹地供應(yīng)鏈。港口—腹地供應(yīng)鏈匯聚了一般供應(yīng)鏈的主要屬性和關(guān)鍵領(lǐng)域，具有代表性和典型性。本課題組前期實地調(diào)研還發(fā)現(xiàn)，港口—腹地供應(yīng)鏈效率更多涉及利潤質(zhì)量、商品（貨物）數(shù)量及流通速度等方面問題。