如何使供应商参与绿色产品创新更有效——参与模式及治理形式适配的作用

李 勃，徐 慧，和 征

(1.西安工程大学 管理学院；2.一带一路纺织发展创新研究院，陕西 西安 710048)

0 引言

绿色产品创新是制造企业实现绿色发展转型的微观基础[1]。供应商参与绿色产品创新，不仅能够有效降低创新风险和成本，而且可以加快产品产业化进程[2]。相对于普通产品创新而言，绿色产品创新技术和市场不确定性较高，绩效考核和收益分配形式多元化，导致企业对供应商参与过程的控制难度较大，供应商机会主义行为(泄露核心知识、违背资源配置承诺和违反协同创新规范等)问题严重[3]。这不仅会增加制造企业绿色产品创新成本，而且使得企业无法集成供应商绿色技术专长，最终导致供应商参与绿色产品创新效能低下。

恰当的供应商关系治理能够增进互信与承诺，从而实现对协同创新过程中供应商行为的有效控制[4-5]。目前，各种形式的供应商关系治理(正式化控制、社会化控制和互补双元控制等)对协同创新的正向作用已较为明确[5-9]。但外包型、协作型和咨询型供应商参与对各类组织间协同任务(共同创造、知识转移和资源共享等)的侧重程度不尽相同[9-10]。如果无法使治理形式与供应商参与模式达到适配(Fit)，不仅浪费关系治理资源，而且会提升供应商参与效果的不确定性。另外，供应商关系治理有助于动员供应商投入关系专用型资产(Relationship-specific Investments，以下简称RSI)[11]。关系专用型资产充分投入是供应商高质量适应行为的基础，对制造商—供应商协同任务目标实现具有关键作用[12]。本文进一步揭示供应商RSI在供应商参与模式—治理形式适配与供应商参与绿色产品创新效能间的作用，可为针对性关系治理机制开发奠定理论基础。

综上，基于交易成本理论和社会交换理论，揭示供应商参与绿色产品创新情境下，供应商参与模式—治理形式适配对供应商参与效能的影响，以及供应商RSI在上述关系间的中介作用。在此基础上，揭示不同供应商参与模式下能够促使制造企业绿色产品创新达成预期效果的供应商治理形式，以及供应商参与模式—治理形式适配与供应商参与效能间的转换机制，可为中国制造企业绿色产品协同创新实践提供理论参考。

1 理论背景与假设

1.1 理论背景

1.1.1 供应商参与绿色产品创新模式

供应商参与绿色产品创新是指制造企业通过与供应商共同设计绿色产品、确定绿色原材料标准和规范等，解决有关绿色产品创新方面的问题，从而实现绿色产品协同创新目标[10,13]。根据供应商承担的责任和主导权，将供应商参与模式分为白箱、灰箱和黑箱3种类型[14]。借鉴该思路，结合协同任务侧重点的差异，将供应商参与绿色产品创新分为外包型、协作型和咨询型3种模式[9]，如图1所示。由于供应商参与绿色产品创新的复杂性和不确定性较高，企业需要采取相关措施控制供应商，从而确保供应商参与绿色产品创新的有效性[7]。由于3类供应商参与模式对各种协同任务的侧重程度不同，导致不同参与模式的关键成功因素存在较大差异[15]。例如，咨询型供应商参与重点在知识转移，双方关系承诺水平是知识转移的关键[16]，而协作型供应商参与侧重联合创造，信息共享和联合决策效率是创新成功的关键[10]。因此，企业需要通过采取差异化措施保障不同协同任务目标顺利达成，但目前对于不同供应商参与模式之间关键成功因素及保障措施的研究非常有限。

图1 供应商参与模式

1.1.2 供应商关系治理形式

供应商关系治理有助于企业在协同任务执行过程中控制供应商行为[17]。根据治理组织形式和结构分为正式化控制与社会化控制[6,18]。基于交易成本理论，正式化控制能够降低协同过程中双方关系的不确定性，但其有效性受有限理性和制度环境的限制[6]。基于社会交换理论，社会化控制强调信任和共享，供应商回馈制造企业的意愿可以从根源上避免机会主义行为，但关系规范的执行刚性相对有限[4]。目前，对于正式化控制与社会化控制间的关系尚存争议。有研究认为，社会化控制将干扰正式化控制在明确责任方面的执行力，两种治理形式属于替代(Substitutive)关系[17,19]。供应商双元治理(Ambidextrous Governance)研究指出，正式化控制为关系信任奠定了基础[19]，社会化控制则克服了契约灵活性不足的缺陷[18]，两种治理形式间存在互补关系，即互补双元治理(Orthogonality Ambidextrous Governance)的观点[7-8]。由此，形成正式化、社会化和互补双元3种供应商关系治理形式。由于不同供应商参与模式对风险控制、职责划分、目标一致和知识共享等供应商关系治理目标的侧重程度存在较大差异[4,14]，企业应采取何种供应商关系治理形式需要根据供应商参与模式作出权衡。目前针对上述权变关系的研究还非常有限，治理形式与参与模式之间的适配关系仍不明晰。

1.1.3 供应商RSI

制造企业与供应商协同创新情境下，双方在个别生产流程、产品规格和技术规范等方面存在兼容性不足的问题并不罕见[16]。为确保协同创新的有效性，需要供应商作出改变，使其输出与创新需求相匹配[12]。高质量的适应行为建立在供应商投入大量关系专用型资产(专门的培训和专用设备)的基础上[12,20]。相关研究表明，恰当的供应商关系治理能够使供应商对制造企业产生正面预期，进而提升供应商对双方关系的满意度，使其为了维系与制造企业的长期合作关系进一步投入关系专用型资产[21-22]。根据交易成本理论，供应商治理形式与协同模式的适配能使双方关系达到更高的协调水平，进而降低供应商对投入关系专用型资产的风险感知水平[23]。因此，企业通过促进供应商RSI提升供应商参与效能，需要保证供应商治理形式与参与模式相适配。由此可见，供应商参与模式与治理形式适配不仅能提升供应商参与绿色产品创新效能，而且对于动员供应商RSI具有非常重要的价值。然而，供应商参与模式与治理形式之间具体的适配关系尚不明晰，针对上述适配关系能否有助于动员供应商RSI，以及供应商RSI在不同供应商参与模式中发挥何种作用的问题，鲜有研究涉及。

1.2 研究假设

1.2.1 供应商参与模式、治理形式与参与效能

外包型供应商参与模式下，供应商承担绿色新产品的局部创新任务(如相关零部件、原材料或模块开发)，协同创新过程透明度偏低。同时，制造企业之所以采用外包型参与模式是因为绿色产品创新的系统性、复杂性和技术新颖程度较高，而企业又缺乏相关绿色技术和创新能力。此时，如不能清晰界定双方在协同任务中的责任，不仅会增加交易成本，而且可能导致双方之间的严重冲突[7]。因此，明确责任和控制风险对提升外包型供应商参与效果至关重要。

正式化控制通过详细的条款确保协同创新中信息的对称性和利益分配的公平性，不仅有利于明确双方责任，而且能够增加供应商对协同创新过程中风险可控程度的认知[4]。根据交易成本理论，可通过降低供应商对协同创新风险的感知水平，使其响应绿色产品创新特殊需求的意愿得到提升[12]。由此可见，凭借正式化控制在控制风险和明确责任方面的优势，在外包型供应商参与情境下，加强正式化控制有助于供应商参与效能提升。相反，由于需要有效控制外包创新成本并降低外包任务的模糊性，在此情境下加强社会化控制，无法对双方责任和绩效目标进行刚性约束，最终会给外包型供应商参与模式带来巨大的隐患和系统性风险[4,6]。如果采用互补双元控制，由于外包型供应商参与模式中供应商承担的任务具体且明确，加强社会化控制会对正式化控制的可执行性产生干扰，造成双方对合作规范的误判，不仅不利于事前风险控制工作，而且会降低正式化控制对双方协同创新的积极影响[19]。据此，本文提出如下假设：

H1a：外包型供应商参与情境下，正式化控制比社会化控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H1b：外包型供应商参与情境下，正式化控制比互补双元控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H1c：外包型供应商参与—正式化控制间适配对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响。

共同创造是协作型供应商参与绿色产品创新的重点任务，需要依靠频繁且深入的跨组织沟通，为了一致性目标开放共享相关知识[10]。因此，知识共享和联合决策效率对供应商参与效能提升至关重要。

根据社会交换理论，社会化控制产生的互信有助于提升跨组织交流深度和广度，减少协同创新过程中的认知差异[24]，使双方愿意为了共同目标积极贡献，激励双方积极尝试绿色技术和方法，通过协同创新创造更大的价值[7]。此外，良好的互动氛围对知识共享和联合决策意义重大，通过社会化控制形成的关系规范能够改善双方互动氛围[25]。因此，加强社会化控制能够使协作型供应商参与达到理想效果。相反，由于当前绿色技术处于快速变革期，加强正式化控制会导致创新过程和价值共创行为僵化，降低创新路径切换的灵活性[26]。同时，根据社会交换理论，对于需要密切合作的伙伴加强正式化控制是缺乏信任的表现，不仅不利于提升知识共享质量，而且会对联合决策效率产生负向影响[17,19]。在协作型供应商参与情境下，采用互补双元控制并不能实现相互强化目标。这是因为在协作型供应商参与过程中，需要开展密切互动并确保互动效率，强化多种形式的控制会增加互动成本，正式化控制带来的约束还会降低互动效率[19]，从而不利于制造企业与供应商之间的共同创造。据此，本文提出如下假设：

H2a：协作型供应商参与情境下，社会化控制比正式化控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H2b：协作型供应商参与情境下，社会化控制比互补双元控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H2c：协作型供应商参与—社会化控制间适配对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响。

咨询型供应商参与制造企业绿色产品创新主要强调供应商对制造企业提供有针对性的协助(如专业知识、方案建议和技术人员培训等)，以弥补制造企业在绿色创新资源方面的不足[10]。因此，动员和吸纳供应商绿色产品创新资源对提高咨询型供应商参与效能至关重要。

根据社会交换理论，社会化控制有助于供应链企业间的理解、信任与承诺，从而促进彼此资源共享[4]。此外，社会化控制能够帮助制造企业克服供应商技术资源转移过程中不可预见的困难(例如操作系统不兼容、隐性知识理解有误和人员冲突等)，从而提升企业获取供应商绿色创新资源的灵活性和针对性[6]。然而，在咨询型供应商参与中，仅靠社会化控制并不能确保供应商绿色创新资源获取的可靠性。这是因为绿色产品创新的复杂性和不确定性较高，协同创新过程中面临较大的机会主义行为风险(如泄露或隐瞒核心知识、违背资源共享承诺等)，需要详细且具备强制力的契约为双方提供支撑[4]。同时，以契约形式对未来双方权力、责任、利益以及协同创新目标进行详细说明，有助于双方产生事前理性认知，降低供应商创新资源(如知识)转移过程中出现分歧的可能性[4,18]。同样，仅依靠正式化控制也不能保证资源获取和知识转移效率，需要通过社会化控制建立信任、承诺以及共同的合作愿景，激发供应商主动分享关键技术资源的意愿，确保协同创新项目能够准确、及时和充分地获取供应商绿色技术资源[17]。因此，咨询型供应商参与情境下，采用互补双元控制能够使供应商参与绿色产品创新效能获得较大提升。据此，本文提出如下假设：

H3a：咨询型供应商参与情境下，互补双元控制比正式化控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H3b：咨询型供应商参与情境下，互补双元控制比社会化控制更能提升供应商参与绿色产品创新效能；

H3c：咨询型供应商参与—互补双元控制间适配对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响。

1.2.2 供应商RSI的中介作用

供应商RSI投入是指供应商为满足制造企业绿色产品创新要求投入的专用型资产(如更换生产设备、系统、员工培训、掌握特定知识等)[21]。根据交易成本理论，供应商治理形式与协同模式适配可以使双方关系达到更高的协调水平。在这种协调关系中，双方沟通更顺畅，供应商能够对制造企业的可靠性和动机产生正面认知，从而降低供应商关系风险感知水平[23]。在此基础上，供应商面向绿色产品协同创新配置专用型资源的不确定性降低，面向制造企业投入更多关系专用型资产的意愿增强[12]。此外，协调合作关系能够使双方形成共同愿景和目标，提升双方关系战略匹配程度，促使供应商为成功实现价值共创增加关系专用型资产投入[4]。

根据交易成本理论，随着供应商RSI规模扩大，供应商机会主义行为成本增加，从而促进双方战略信息共享[27]。在此基础上，供应商能更加精准地把握制造企业创新需求，从而提高自身对绿色产品协同创新的实际贡献[28]。供应商投入关系专用型资产的目的是满足制造企业需求，而适应性行为会强化双方之间关系的锁定效应(Locked In)，增加供应商的依赖[12,15]。在此基础上，供应商为了获得长期效益或避免更大损失，在参与绿色产品协同创新过程中与制造企业相向而行的动机得到充分强化[29]。由此可见，供应商参与模式与治理形式适配能够通过促进双方关系协调、互信，促使供应商主动投入RSI并以此满足企业绿色产品创新的特殊需求，进一步巩固双方关系，从而使供应商参与绿色产品协同创新达到更加理想的效果。据此，本文提出如下假设：

H4：供应商RSI在供应商参与模式—供应商治理形式适配与供应商参与绿色产品创新效能间发挥中介作用。

结合上述假设，本文构建研究概念模型，如图2所示。

(RSI：Relationship-specific Investments关系专用型投资)

2 研究设计

2.1 变量测量

2.1.1 量表前测

根据已有研究[9,10,14]和企业访谈结果设计供应商参与测量量表。通过因子分析，将3个因子分别命名为外包型供应商参与、协作型供应商参与和咨询型供应商参与。外包型供应商参与(OT)反映在制造商—供应商绿色产品协同创新过程中，按照制造企业需求，由供应商主导并负责完成新产品局部创新任务的程度；协作型供应商参与(CT)反映在制造商—供应商绿色产品协同创新过程中由双方共同主导并负责完成相关创新任务的程度；咨询型供应商参与(IT)反映在制造商—供应商绿色产品协同创新过程中由制造企业主导并负责完成具体创新任务的程度。3种供应商参与量表具有较好的内部结构，继续发放问卷，测量题项见表1。

2.1.2 量表修正

在已有成熟量表的基础上，根据具体研究情境进行适当修改，除控制变量外，所有变量均采用Likert 7级量表，数字1～7代表受访者对题项的肯定程度。修正后变量测量方法如下：

(1)正式化控制(FC)反映在制造商—供应商绿色产品协同创新情境下，制造企业强调通过与供应商签订正式且详尽的契约，发展和维持双方合作关系的程度。借鉴Zhang等[6]的正式化控制量表和Huo等[4]的详尽契约量表，形成包括4题项的测量量表(见表1)。

(2)社会化控制(SC)反映在制造商—供应商绿色产品协同创新情境下，制造企业强调通过各种社会化行为发展和维持双方长期合作关系的程度。借鉴Zhang等[6]的社会化控制量表和Huo等[4]的关系治理量表，最终形成包括4个题项的测量量表(见表1)。

(3)供应商关系专用型投资(RSI)是指在制造商—供应商绿色产品协同创新过程中，供应商为满足制造企业产品创新的特殊要求所进行的不可收回资源投入。借鉴Wagner等[21]、Harmancioglu等[30]的研究成果，最终形成包括6个题项的测量量表(见表1)。

(4)供应商参与绿色产品创新效能(SIE)反映绿色产品协同创新过程中，将供应商的技术能力或创新意愿转化为实质性贡献的程度。借鉴李勃等(2020)的研究量表，最终形成包括4个题项的测量量表(见表1)。

(5)控制变量。选取样本企业规模、成立年限和供应商关系依赖程度作为本研究控制变量。企业规模和成立年限作为内生因素，能够影响供应商在参与绿色产品创新过程中的资源共享意愿[18]，供应商关系依赖程度作为外生因素，能够影响供应商的资源配置意愿[21]，可能对供应商参与效能产生影响。企业规模采用企业在职员工总数测度，成立年限以企业成立至今的运营年数进行测度，供应商关系依赖采用近3年制造企业对供应商的订单占其年销售额之比加以度量。

表1 测量量表内容及结果

2.2 数据收集

为确保问卷回收的有效性，选择对绿色产品创新需求比较迫切的制造企业作为抽样对象。采用以下3种数据收集途径：一是邀请某知名高校管理学院的MBA、EMBA学员填写问卷，并邀请其同事共同完成问卷填写；二是借助人脉关系联系园区和行业协会工作人员，现场发放并回收问卷；三是通过检索相关行业协会成员目录，对可接触的企业进行问卷发放。为了尽可能降低同源性带来的测量偏差，设计一式两份问卷，A问卷由企业高管就供应商治理形式和供应商参与相关问题进行填写，B问卷由同一企业的相关部门经理就供应商RSI和供应商参与效能相关题项进行填写，按1∶1的比例发放。共发放520份问卷，剔除无效问卷后，最终得到246份有效问卷，有效回收率为47.30%。有效样本特征描述如表2所示。

2.3 同源方差检验

采用Harman单因素分析法对本研究同源性问题进行检验，对所有题项进行探索性因子分析发现，最大因子对总方差的解释为30.898%，所有因子的总方差解释为80.156%，不存在一个公因子解释大部分变异量的情况。因此，同源性问题不会影响研究结果。

表2 样本特征描述(N=246)

3 实证分析

3.1 信效度检验与相关分析

检验变量内部一致性发现，研究所涉及变量的Cronbach's α值均大于0.8的理想标准，符合信度要求。量表大多经过反复修改，具有较好的内容效度。对变量进行验证性因子分析以检验收敛效度，计算结果显示，各变量题项因子载荷均大于0.6的理想值，CR值均大于0.7的标准，AVE值均大于0.5的标准，表明量表收敛效度较好。区分效度检验结果如表3所示，任意变量与除控制变量外的其它变量相关系数均小于该变量AVE的平方根，说明区分效度良好。

3.2 假设检验

3.2.1 描述性统计分析

本研究验证两个变量间的适配性对因变量的影响，以及中介变量在其中的作用，因而不能通过单个变量与因变量的相关系数对假设进行证明。从表3可以看出，变量具有不同程度的相关性，如外包型、协作型、咨询型与正式化控制呈现不同的相关关系(β=0.117; β=-0.244,p<0.01; β=0.225,p<0.01)；外包型、协作型、咨询型与供应商RSI也呈现不同的相关关系(β=0.499,p<0.01; β=0.250,p<0.01; β=0.370,p<0.01)。由此，需要进一步验证适配关系和供应商RSI的中介作用。

表3 描述性统计结果与相关系数

3.2.2 适配关系检验

在检验供应商参与模式与供应商治理形式适配的有效性时，主要借鉴Liu等[31]、Arranz等[32]的研究方法，分两步进行：第一阶段采用关系临界测试，通过比较供应商参与模式与治理形式间不同组合所解释的方差比例检验相关假设，并进行半偏相关分析，通过贡献比较初步检验适配关系；第二阶段，采用交互与偏差分数并行方法进一步检验适配关系。

为了进一步验证以上分析结果，通过半偏相关分析检验供应商参与模式和供应商治理形式适配对供应商参与效能的独立贡献,结果见表5。外包型×正式化对供应商参与效能的贡献为0.264，外包型×社会化对供应商参与效能的贡献为0.085，外包型×正式化×社会化对供应商参与效能的贡献为0.025。由此可知，外包型参与模式与正式化控制适配对供应商参与效能的促进作用最显著。同理可得，协作型参与模式与社会化控制适配对供应商参与效能的贡献最大(0.371)，咨询型参与模式与互补双元控制适配对供应商参与效能的贡献最大(0.242)。由此可知，外包型供应商参与情境下采用正式化控制更有效，协作型供应商参与情境下采用社会化控制更有效，咨询型供应商参与情境下采用互补双元控制更能提高供应商参与效能。因此，H1c、H2c、H3c得到初步验证。

表4 回归分析结果

表5 半偏相关分析结果

第二阶段，采用交互与偏差分数并行方法进一步检验适配关系。当二者交互项对供应商参与效能具有正向影响且二者之差的绝对值对供应商参与效能具有负向影响时，二者关系为适配关系。对所有变量进行中心化处理，以避免多重共线性。如表6所示，外包型×正式化、协作型×社会化、咨询型×正式化×社会化对供应商参与效能具有正向影响(β=0.490,p<0.001; β=0.437,p<0.001; β=0.472,p<0.001)，|外包型-正式化|、|协作型-社会化|、|咨询型-正式化×社会化|对供应商参与效能具有负向影响(β=-0.224,p<0.001; β=-0.165,p<0.05; β=-0.140,p<0.05)，说明存在适配关系，即外包型供应商参与和正式化控制相适配，协作型供应商参与和社会化控制相适配，咨询型供应商参与和互补双元控制相适配，进一步验证了H1c、H2c、H3c。

3.2.3 中介作用检验

适配关系得到证实，使用“×”表示适配关系，进一步检验供应商RSI的中介作用，结果见表6。

表6 分层逐步回归分析结果

(1)外包型×正式化对供应商RSI具有正向影响(β=0.842,p<0.001)，供应商RSI对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响(β=0.687,p<0.001)，加入中介变量后，外包型×正式化对供应商参与绿色产品创新效能的影响系数由原本的0.490(p<0.001)变得不显著(β=0.141)，说明供应商RSI在外包型×正式化与供应商参与绿色产品创新效能关系间发挥完全中介作用。

(2)协作型×社会化对供应商RSI具有正向影响(β=0.378,p<0.001)，供应商RSI对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响(β=0.687,p<0.001)，加入中介变量后，协作型×社会化对供应商参与绿色产品创新效能的影响(β=0.437,p<0.001)有所下降但仍显著(β=0.349,p<0.001)，说明供应商RSI在协作型×社会化与供应商参与绿色产品创新效能关系间发挥部分中介作用。

(3)咨询型×正式×社会化对供应商RSI具有正向影响(β=0.522,p<0.001)，供应商RSI对供应商参与绿色产品创新效能具有正向影响(β=0.687,p<0.001)，加入中介变量后，咨询型×正式化×社会化对供应商参与绿色产品创新效能的影响(β=0.472,p<0.001)有所下降但仍然显著(β=0.261,p<0.001)，说明供应商RSI在咨询型×正式×社会化与供应商参与绿色产品创新效能关系间发挥部分中介作用。

3.3 稳健性检验

进一步采用Bootstrap法对有关中介作用的结论进行稳健性检验(见表7、8)。外包型×正式化的直接效应的点估计值为0.128 8，95%的置信区间CI=[-0.028 9,0.286 6]包含0，没有达到显著性水平，外包型×正式化对供应商参与效能不具有直接影响，间接效应的点估计值为0.438 7，95%的置信区间CI=[0.263 9,0.626 3]不包含0，达到显著性水平。因此，认为供应商RSI在外包型×正式化和供应商参与效能之间发挥完全中介作用。协作型×社会化的直接效应点估计值为0.390 8，95%的置信区间CI=[0.291 0,0.490 7]，间接效应点估计值为0.232 1，95%的置信区间CI=[0.138 0,0.346 4]，置信区间均不包含0，均达到显著性水平。因此，可以认为供应商RSI在协作型×社会化和供应商参与效能之间发挥部分中介作用；咨询型×正式化×社会化的直接效应点估计值为0.282 9，95%的置信区间CI=[0.170 7,0.395 1]，间接效应点估计值为0.307 8，95%的置信区间CI=[0.199 8,0.442 9]，置信区间均不包含0。因此，可以认为供应商RSI在咨询型×正式化×社会化和供应商参与效能之间发挥部分中介作用。综上，H4得到验证。

表7 中介效应的Bootstrap稳健性检验结果(直接效应)

表8 中介效应的Bootstrap稳健性检验结果(间接效应)

根据企业类型将样本分为两组：一组为传统制造企业，共128个样本；另一组为先进制造企业，共118个样本。运用分层逐步回归分析法对两组样本进行分析，结果表明，大部分变量的回归系数符号及显著性基本保持一致，检验结果未发生改变。因此，可以认为研究结果整体具有一定的稳健性。

4 结语

4.1 研究结论

本研究构建了一个兼顾适配关系与中介作用的模型，既强调供应商参与模式—供应商治理形式间适配对供应商参与绿色产品创新效能提升的重要作用，也揭示了供应商RSI在不同适配关系与供应商参与绿色产品创新效能间的作用差异，通过实证检验得出如下结论：

(1)供应商参与模式—供应商治理形式适配能够使供应商参与绿色产品创新更有效。具体而言：外包型供应商参与和正式化控制适配，协作型供应商参与和社会化控制适配，咨询型供应商参与和互补双元控制适配，若能形成上述适配关系则有利于供应商参与绿色产品创新效能提高。这一研究结论与预期假设H1、H2、H3一致。

(2)供应商RSI在协作型供应商参与—社会化控制间适配与供应商参与绿色产品创新效能间发挥部分中介作用；供应商RSI在咨询型供应商参与—互补双元控制适配与供应商参与绿色产品创新效能间发挥部分中介作用。上述研究结论与预期假设H4相一致，且进一步细化了该假设。

(3)外包型供应商参与—正式化控制间适配需要通过供应商RSI的桥梁作用才能提升供应商参与绿色产品创新效能，即供应商RSI在上述关系中发挥完全中介作用。在外包型供应商参与情境下，正式化控制的核心作用在于提升供应商对协同创新过程中风险可控程度的认知水平[4]。根据交易成本理论，风险可控是供应商RSI的必要前提，外包型供应商参与的正向作用必须通过动员供应商RSI(如专门的培训、设计和工艺改造等)[23]，才能获得高度定制化的零部件、原材料或子系统。否则，由于外包型供应商参与透明程度较低，供应商参与很可能成为竞争对手“搭便车”的捷径，供应商参与绿色产品创新的实际价值将大幅下降。上述结论进一步细化了H4的观点。

(4)基于实证研究结果(H1、H2、H3和H4得到验证)，在绿色产品协同创新情境下，制造企业对供应商的正式化控制和社会化控制不存在绝对互补关系或替代关系，上述关系会随供应商参与模式的变化而变化。

4.2 理论贡献

(1)以提升供应商关系治理效果为目标，揭示了供应商参与模式与供应商治理形式之间的适配关系，丰富了企业协同创新相关研究。已有研究仅对供应商关系治理与协同创新绩效间的关系进行论证[4,18,30]，但就如何开展供应商关系治理才能达到更好的效果，相关理论仍未阐明。本研究以供应商参与模式和供应商治理形式的微观构成作为切入点，揭示供应商参与模式与供应商治理形式之间的多种适配形式，不仅回答了有关不同供应商治理形式间的关系问题[8,17,19]，而且从关系治理效果角度，进一步拓展了企业协同创新理论。

(2)将供应商RSI作为中介变量引入供应商参与模式×治理形式—供应商参与绿色产品创新效能适配作用路径中，明确了使供应商参与绿色产品创新更有效的过程机制。已有研究发现，恰当的供应商关系治理有助于动员供应商RSI[11,12，22]，优先获取供应商资源能够促进供应商参与绿色产品创新效能提升，但未进一步论证供应商RSI在供应商参与绿色产品创新过程中的作用，以及能够有效动员供应商RSI的机制。在此基础上，本文揭示了能够促使供应商RSI的供应商参与模式—治理形式适配关系，对比分析供应商RSI对主效应路径的不同作用，丰富了供应商动员理论和绿色技术创新管理研究。

4.3 管理启示

(1)供应商参与绿色产品协同创新情境下，正式化和社会化控制均能对供应商行为控制产生积极作用，但为了节约供应商控制成本并提高供应商参与效能，管理者需要根据供应商参与模式，主动匹配合适的供应商关系治理形式。

(2)在绿色产品协同创新过程中，供应商RSI是提升供应商参与绿色产品创新效能的重要途径。企业不仅需要根据供应商参与模式采用相适配的供应商治理形式，还应关注供应商RSI在不同适配关系中的差异化作用，对绿色产品协同创新进行重点发力。尤其在外包型供应商参与绿色产品创新情境下，需要对正式化控制机制进行设计，确保供应商充分投入关系专用型资产，从而保障供应商参与绿色产品创新能够达到预期效果。

4.4 研究局限与展望

研究存在以下局限：首先，通过静态问卷调查获取横截面数据测量3种供应商参与模式可能存在主观因素的影响，未来可以采取实验研究与静态数据相结合的方法弥补上述不足；其次，仅探讨了单一情境下适配的供应商治理形式，未针对多种供应商参与同时发生的复杂情境进行深入分析；最后，为了使研究更加聚焦，对供应商双元治理的探讨仅限于互补双元层面，后续研究可进一步探讨平衡双元治理对供应商参与效能的影响及其适配的供应商参与情境。