供应商参与绿色创新中公平对创新贡献的影响——基于多群组模型的比较研究

李 勃，王玉珏，龙昀光

（1.西安工程大学管理学院，陕西西安 710048；2.西安邮电大学现代邮政学院，陕西西安 710061）

1 研究背景

新形势下，绿色化已成为驱动企业产品创新的又一关键要素。相对普通产品创新而言，绿色产品创新的复杂性和系统性更高，单纯依靠企业自身的环保技术和清洁生产能力难以实现真正意义上的绿色产品创新，需要系统整合供应商的绿色技术知识、创新人才和研发设备等绿色资源。然而，企业层面的绿色产品创新具有相关技术不成熟、市场需求不稳定［1］，且涉及利益相关者多的特点［2］。为了确保自身经济效益，许多掌握关键绿色资源的供应商在面向下游制造企业分配绿色资源的决策中表现出明显的非均衡性；对于无法准确、及时和充足获取供应商绿色资源的制造企业而言，即使推行供应商参与绿色产品创新，供应商的技术能力和创新意愿也无法充分转化为对新产品的实际贡献。

已有研究表明，供应商公平感知能够有效提升供应商满意度，进而使制造企业优先获取供应商的资源［3］。然而，制造商-供应商绿色产品协同创新中，供应商公平感知、供应商优先配置绿色资源和供应商贡献之间的关系仍不明晰；此外，由于制造商-供应商之间以交易关系为基础，导致制造商-供应商经常处于不对称依赖的状态［4］。供应商对制造企业的不对称依赖是否有助于企业间协同创新，已有研究尚未达成共识［5］，但可以肯定的是，即使在供应商公平感知的作用下，供应商的态度和行为也会由于供应商不对称依赖制造企业而有所改变。但在绿色产品协同创新中，这些变化的具体表现是什么，是否有助于增加供应商对创新的贡献仍未可知。以上研究不足，导致基于供应商公平感知提升供应商参与绿色产品创新贡献的管理行为在理论上仍处于不可控的状态。

据此，本研究基于“感知—态度—行为”模型，在揭示绿色产品协同创新中供应商公平感知与创新贡献之间关系的基础上，重点探讨上述关系在供应商依赖/不依赖两种情境下的差异，以期丰富绿色技术创新理论和企业间协同创新理论，并为绿色导向下我国制造企业的绿色产品创新实践提供理论参考。

2 理论基础与假设

2.1 理论基础

制造企业获得相对于供应端竞争对手的优先客户地位，能够帮助企业优先获取供应商的各种资源［3］。Pulles 等［6］将协同任务中需要优先获取的供应商资源分为实物资源（如稀缺原料）和创新资源（如专利知识）两类。制造企业对供应商的魅力是优先获取供应商资源的关键，供应商对制造企业的正面感知是构建其对供应商客户魅力的基础［3］。Son 等［7］和林强等［8］的研究指出，供应商公平感知作为一种典型的正面感知，有利于促进双方信息和互补性资源的共享。供应商公平感知又被分为分配公平感知和程序公平感知［9］。其中，分配公平感知强调供应商付出与回报的对等性。制造商-供应商协同过程中，供应商分配公平感知有利于供应商的知识分享［10］；反之，不公平的感知将导致供应商机会主义行为的出现［11］。程序公平感知强调供应商对合作伙伴决策过程（任务分配、冲突解决和制定过程等）公平程度，能够促进双方之间进行知识交流和合作，增强供应商对制造企业的满意度，促成供应商长期导向的合作预期［9］。综上，基于“感知—态度—行为”理论模型，笔者认为供应商公平感知能够改变供应商对制造企业的态度，在此基础上对制造企业优先配置资源，进而增加供应商对双方协同创新的贡献。

由于制造商-供应商关系以采购与供应活动为基础，双方在市场地位、技术知识和专用资产投入规模等方面经常处于不对等的状态，导致双方关系普遍表现出不对称依赖的特征［12］。制造商-供应商之间的不对称依赖将影响企业间协同工作的实施效果［13］；供应链中的不对称依赖关系将降低双方互信，导致更多冲突的出现［14］。供应商不对称依赖制造企业作为制造商-供应商不对称依赖关系中的常见形式，该情境下供应商的合作态度和行为会发生何种变化，已有研究尚未达成共识。研究发现，供应商不对称依赖制造企业会降低供应商的议价能力，使其容易受到制造企业支配，不利于调动协同任务中供应商的积极性［15］。然而，另外有研究表明，供应商不对称依赖制造企业也会对供应商产生驱动力，迫使供应商积极参加制造企业主导的协同工作，并从协同实践中获得比中断关系更多的益处［5］。由此可见，为了使制造企业能够在绿色产品协同创新中有效动员供应商绿色资源，并以此提升供应商对绿色产品创新的贡献，需要进一步探明供应商不对称依赖制造企业情境下供应商态度和行为的变化。

2.2 研究假设

绿色产品协同创新中，供应商分配公平感知反映了供应商对制造企业协同创新项目未来任务安排公平及收益分配公平的认可程度，供应商对关系收益的认可是构成供应商对合作关系满意的重要组成。供应商满意能够显著增加制造企业对供应商的吸引力，促进双方建立更深层次的社会联系，进而提升供应商对制造企业的信任［16］。由此可见，通过任务和收益的公平分配积累供应商对制造企业的正面认知，是获得供应商对制造企业信任的有效途径。程序公平意味着供应商认可绿色产品协同创新过程中的程序和规则，其中包括供应商对绿色产品创新项目的决策过程、规范颁布等程序有清晰的认同［17］。由于这种被合理设计的程序和过程能够保护供应商的核心权益，有助于抑制供应商对协同创新过程不确定性的感知，降低供应商对与制造企业开展合作的风险预期，故而供应商的程序公平感知也能增进供应商对制造企业的信任。

供应商对制造企业的依赖能够放大制造企业对供应商实施目标激励的效果［18］。如果供应商明显更加依赖制造企业，供应商按照制造企业要求参与绿色产品创新的动机将得到有效激发，制造企业对供应商的目标激励则更加有效，随着供应商的需求通过该激励过程而被满足，供应商对合作关系的满意度也将随之增加。根据社会交换理论，供应商满意度的提高将促进供应商为保持双方高质量关系回馈制造企业，其中就包括对制造企业回馈信任感［19］。相反，在供应商不依赖制造企业的情境下，供应商拥有较多自主权，对利益分配公平和程序公平程度的要求也相对更苛刻，当制造企业无法满足供应商时，供应商容易产生不满、挫败等消极态度，不利于在绿色产品协同创新中产生对制造企业声誉和专业技术能力的信任。据此，提出如下假设：

H1a：供应商参与绿色产品创新中，供应商公平感知正向影响制造商可信；

H1b：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商分配公平感知对制造商可信的正向影响将被增强；

H1c：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商程序公平感知对制造商可信的正向影响将被增强。

供应商感知分配公平表明供应商认为企业自身在协同任务中能够获得合理的回报，有助于降低供应商对制造企业的机会主义行为预期，以及对与该制造企业开展合作可能产生额外交易成本的预期。由于绿色产品创新面临的不确定性较高，供应商对协同创新关系的正面预期是绿色产品协同创新中供应商对制造企业形成长期导向定位的基础。已有研究表明，在企业间协同中，决策程序透明度的增加能够明显减少协同过程中的冲突，有助于保持协同关系质量长期处于较高水准［9］。因此，供应商程序公平感知有助于长期导向关系定位的形成。此外，供应商程序公平感知还反映了供应商与制造企业对协同程序和目标拥有共同的理解［17］，在此基础上，能够促使供应商为制造企业进行关系专用型资源投资，进一步巩固了供应商与制造企业的长期合作关系。

基于权力-依赖理论的研究发现，供应商不对称依赖制造企业会增加供应商对制造企业控制力的感知，使制造企业能够引导供应商作出有关构建长期合作关系的决策［19］。供应商参与绿色产品创新的情境下，供应商不对称依赖制造企业意味着供应商处于弱势地位，此时供应商对制造企业分配公平和程序公平程度的期望相对较低，在此基础上，如果供应商感知到被制造企业公平对待并且获得合理的回报，将使供应商对未来利益共享的预期得到强化，增强了供应商对制造企业的认同感和情感联系，故而能够强化供应商与制造企业建立长期合作关系的意愿。据此，提出如下假设：

H2a：供应商参与绿色产品创新中，供应商公平感知正向影响供应商关系承诺；

H2b：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商分配公平感知对供应商关系承诺的正向影响将被增强；

H2c：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商程序公平感知对供应商关系承诺的正向影响将被增强。

制造商可信反映了供应商对制造企业能力和声誉的信任，其中包括供应商认可制造企业主导创新项目的能力，以及对制造企业更低机会主义行为倾向的预期［20］。绿色产品创新的市场不确定性和技术不确定较高，制造企业可信有助于减少供应商对参与协同创新任务风险的感知，有利于供应商对制造企业承诺的升级；此外，基于对制造企业的信任，双方可以更开放、频繁地沟通，双方利益和资源也更易于被协调。在此基础上，供应商对关系的满意程度将显著提升，有助于供应商产生与制造企业长期合作的意愿。

基于认知评估理论，供应商参与制造企业主导的绿色产品创新项目的动机可分为内生性动机和外生性动机［21］。内生性动机表明供应商愿意主动为项目做贡献，能够促进供应商产生建立长期导向关系的意愿。外生性动机是由外部力量驱动下而产生的合作动机（例如奖励、使用强权）。如果单纯依赖外生性动机维系关系，一旦失去这种外部驱动力，供应商便不愿意继续与制造企业维持合作关系，无法保证关系的长期性；相反，供应商不依赖制造企业的情境下，供应商拥有更大的自主权，有利于供应商对协同创新产生内生性动机。反之，供应商不对称依赖制造企业的情境下，供应商总是选择听从制造企业的安排，丧失对关系进行长期规划的内生性动机，难以主动对制造企业作出有关建立长期稳定合作关系的承诺。据此，提出如下假设：

H3a：供应商参与绿色产品创新中，制造商可信正向影响供应商关系承诺；

H3b：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，制造商可信对供应商关系承诺的正向影响将被减弱。

基于社会交换理论，供应商对制造企业的信任作为供应商对制造企业的关系回馈，不仅能够化解合作中产生的冲突，还能促进双方频繁开展多种基于非正式渠道的沟通［20］。非正式的沟通有助于供应商及时和充分理解绿色产品创新项目的技术需求，甚至有可能预测项目未来发展方向，提前为制造企业储备绿色产品创新所需的绿色工艺设备和原材料。此外，已有研究表明，供应商对关系效价的认知程度直接决定了供应商是否愿意面向制造企业的需求优先配置资源［4］。在不确定性较高的绿色产品协同创新中，供应商对制造企业能力和声誉的信任，使其更容易相信参与制造企业主导的绿色产品创新项目能够为企业自身实现更高收益。为此，供应商将按照绿色产品协同创新任务的实际需求，优先投入相关绿色资源。

基于期望理论，供应商不对称依赖制造企业的情境将放大供应商对制造企业所作回馈价值的感知，即供应商认为在相同的条件下选择其他制造企业（客户）开展绿色产品协同创新所获取的价值还不及与该制造企业合作产生的价值多［20］。为了确保未来持续获得更高价值的回馈，即便在同等信任水平下，供应商倾向于优先满足其更加依赖的制造企业的需求。供应商参与绿色产品创新中，为了更充分地整合供应商的绿色能力，这种需求更多的是对供应商设备设施、零部件和稀缺原料等实物资源，以及绿色技术专利、知识和创意等创新资源的需求，因此，供应商不对称依赖制造企业的情境下，供应商将更加积极地面向制造企业的绿色产品创新需求配置绿色资源。据此，提出如下假设：

H4a：供应商参与绿色产品创新中，制造商可信正向影响供应商优先配置绿色资源；

H4b：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，制造商可信对供应商优先配置绿色实物资源的正向影响将被增强

H4c：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，制造商可信对供应商优先配置绿色创新资源的正向影响将被增强。

供应商对制造企业关系承诺的建立，通常是由于供应商在情感和价值观上与制造企业产生了共鸣，故而愿意为了维持与制造企业的长期关系而放弃短期利益［22］，此时，供应商在进行资源配置决策时，对具有较高关系承诺水平的制造企业将更少考虑短期经济效益。因此，随着供应商对制造企业关系承诺水平的增加，供应商与制造企业开放共享绿色技术资源的程度也就越高。此外，供应商对关系的长期性定位，表明供应商为了维系关系的长期性和有效性愿意承担更多责任［23］。供应商为了更好地履行和完成其在绿色产品协同创新中承担的职责，在绿色资源有限的情况下，会优先面向关系承诺水平更高的制造企业提供绿色资源。

供应商不对称依赖制造企业使供应商明显处于劣势地位［24］。由于绿色产品协同创新的不确定性较高，劣势地位会使供应商对制造企业的绿色资源需求更加敏感，特别是对于包含大量隐性知识的绿色技术资源而言，资源投入的关系专用程度较高，而供应商不对称依赖制造企业使供应商投入的关系专用型资产面临较高风险，如果供应商进一步投放绿色资源，将使其变得更加被动。因此，在供应商对制造企业作出关系承诺的情况下，考虑到关系的长期性，拥有较少自主权的供应商为了规避风险，在与制造企业进行绿色产品协同创新的过程中，将对自身的绿色资源有所保留。据此，提出如下假设：

H5a：供应商参与绿色产品创新中，供应商关系承诺正向影响供应商优先配置绿色资源；

H5b：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商关系承诺对供应商优先配置绿色实物资源的正向影响将被减弱；

H5c：对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商关系承诺对供应商优先配置绿色创新资源的正向影响将被减弱。

供应商优先向制造企业配置绿色技术知识、环保设备和材料等绿色资源，能够为制造企业绿色新产品的开发创造核心价值，并为新产品竞争力的提升作出重要贡献。这是因为，绿色产品创新对于新产品的材料、工艺和技术融入了大量环保要求，实现绿色产品创新涉及更多前沿科技知识以及不同产业的交叉融合，仅凭制造企业自身的能力难以确保绿色产品创新的成功。一般情况下，掌握绿色技术的供应商通常对制造企业绿色新产品所需零部件的规格和组件有清晰的认识，拥有成熟的绿色技术知识获取渠道，供应商参与绿色产品创新中，制造企业优先获取供应商的绿色创新资源，能够使相关绿色技术知识得到补充，有助于企业提高绿色产品创新的效率［6］；此外，由于绿色产品创新价值的评价往往只能依赖于政府或者第三方机构的认证，制造企业及时获取供应商的绿色材料和设备，有助于绿色新产品早日通过认证［25］，因此，制造企业优先获取供应商通过环保认证的稀缺原料、零部件或设备，能够为制造企业绿色产品创新创造重要价值。据此，提出如下假设：

H6：供应商参与绿色产品创新中，供应商优先配置绿色资源正向影响供应商对绿色产品创新的贡献。

3 研究设计

3.1 变量测量

根据研究内容，选取相关成熟量表对变量进行测量，采用李克特（Likert）七级量表。量表编制主要包括以下几个主要步骤：由专业的翻译人员进行双向翻译，直到与原文的含义相似；与企业管理人员进行半结构化的访谈并修正测量题项，确保量表能够反映制造企业绿色产品协同创新实践；根据7位从事企业协同创新与绿色供应链管理的专家的意见，对问卷的长度、题项的准确性和表达的完整程度进行微调；将问卷发放到25 家制造业企业进行测试,其中涵盖了中外合资、外资、国有和私营等多种性质的企业，针对回馈的信息对问卷进行最后调整。最终本研究涉及变量的测量量表见表1 所示。

表1 变量的测量

3.2 数据来源

选择绿色产品创新需求比较迫切的行业作为抽样对象，抽样规模为100 家企业，寻找在企业中任职产品研发、供应链管理、市场营销部门等的中高级管理者回答问卷。为提高有效样本回收率，邀请相同企业的不同人员进行问卷填写，两轮共计发放600 份问卷，同时，提前告知受测对象，不必披露协同创新伙伴公司的名称，但必须选择其非常熟悉的制造商-供应商绿色产品协同创新项目并从供应商的视角回答问卷。最终在相同企业不同被调查者中只保留1 份有效问卷，并剔除与研究背景契合度不高的问卷，共计获得有效问卷294 份，有效问卷的回收率为49%。为了保证回收的有效数据可以真实反映本次研究的具体问题，基于T 检验的方法对两轮回收的数据进行缺省检验，检验结果符合研究要求。样本的描述性统计结果如表2 所示，样本分布合理，符合研究需要。

表2 样本的描述性统计

表2 （续）

3.3 共同方法偏差检验

研究变量的Pearson 相关系数如表3 所示。在转轴前进行探索性因子分析，最大因子对总方差的解释度为40.28%，所有因子总方差解释度为86.53%，可见不存在单一因子解释大部分方差变异的现象；此外，表3 中潜变量的相关系数矩阵均小于0.7。由此，认为共同方法偏差对研究结论的影响不大。

表3 变量的皮尔逊相关系数

4 实证结果及分析

4.1 信效度检验

利用统计工具来检测量表是否符合内部一致性和稳定性的标准，结果显示各个变量的克朗巴赫系数（Cronbach'α）值均大于0.8，表明问卷设计的度量良好。本研究的量表设计均采用在类似情境下的成熟量表，并经过相关领域专家的指正，具有良好的内容效度。为检验聚合效度，进行验证性因子分析，结果显示各因子载荷值均大于0.6，并依次计算得出各潜变量的平均方差抽取变异数（AVE）大于0.5 的标准，组合信度（CR）大于0.7 的标准，满足聚合效度的要求（见表1）。同时，各潜变量AVE 值的平方根大于该变量与其他变量的标准化相关系数，符合区分效度的要求（见表3）。

4.2 假设检验

构建结构方程模型并对有效样本的总体数据进行路径分析，结果显示该模型χ2/df=1.372、GFI=0.907、CFI=0.986、NFI=0.949、TLI=0.984、RMSEA=0.036，表明数据与模型的拟合度良好。模型路径系数如表4 所示，各条路径关系均显著，假设H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6成立。

表4 样本总体的路径系数

借鉴Villena 等［4］的研究，根据供应商感知该客户（制造企业）对企业自身不可替代程度与供应商感知企业自身对该客户不可替代程度的差值，判断样本企业所处情景。具体分组步骤如下：首先，将差值为零的样本排除在多群组检验之外；其次，提取差值为正的样本并剔除其中供应商依赖制造企业程度明显偏低的样本，得到146 个样本命名为“供应商依赖的情况下”组；最后，将剩余的131 个样本命名为“供应商不依赖的情况下”组。将两组数据代入设置好的多群组结构方程模型中，进行路径差异比较分析。

在此基础上，构建多群组结构方程模型对研究假设进行检验。为了探究不同受测对象在不同情境下对问卷进行打分所存在的偏差是否会干扰研究结论，以及针对理论假设构建的多群组结构方程模型是否适用于当前的分组数据，需进行多群组全等性检验。按照由宽松到严格的顺序，设置非限制模型、测量系数全等模型、路径系数全等模型、结构协方差全等模型。由表5 可见，模型与样本数据的拟合程度良好，各个模型之间Δχ2显著性水平P值均大于0.05，符合多群组全等性检验温和策略的要求。以上结果表明，本研究测量问卷的设计和结构模型的设置对分组比较结果的影响可忽略不计。

表5 样本多群组模型的全等性检验

多群组结构方程模型分析结果显示（见图1），两组样本的各条路径系数均正向显著，据此认为无论供应商是否依赖制造企业，假设H1a、H2a、H3a、H4a、H5a仍然成立，同时还初步证明了影响路径存在显著的组间差异，需要开展进一步的分析。

图1 供应商参与绿色创新中公平感知的影响路径及组间差异

在此基础上，参考Yan 等［27］使用的多群组结构方程模型判断路径差异的分析方法，分别将9 条路径设置类似的路径系数限制，逐一判断各设限模型与测量系数全等模型Δχ2的显著性水平，若P＜0.05，表明两组数据在该路径上的差异显著。另外，结合两组对应路径系数的临界比率值对路径差异的显著性进行二次检验，绝对值在1.96～2.58时，表明在P＜0.05 的水平显著；2.58～3.29 之间，表明在P＜0.01 的水平显著；大于3.29 时，表明在P＜0.001 的水平显著。根据以上判断标准，模型的路径差异分析如表6 所示，假设H1b、H1c、H2c、H4b和H5b不成立。

表6 样本总体的路径差异分析

表6 （续）

由表6 可见，仍有4 条路径在上述两种情境下存在显著差异：（1）供应商分配公平感知对供应商关系承诺的正向影响在两组样本之间存在显著差异，Δχ2的显著性水平为0.028，路径系数临界比率值=-2.194（P＜0.05），且在供应商依赖组的路径系数（b=0.33***）大于供应商不依赖组的路径系数（b=0.15*），据此认为假设H2b成立；（2）制造商可信对供应商关系承诺的正向影响在两组样本之间存在显著差异，Δχ2的显著性水平为0.012，路径系数临界比率值=2.510（P＜0.05），且供应商依赖组的路径系数（b=0.16*）小于供应商不依赖组的路径系数（b=0.46***），据此认为假设H3b成立；（3）制造商可信对供应商优先配置绿色创新资源的正向影响在两组样本之间存在显著差异，Δχ2的显著性水平为0.04，路径系数临界比率值=-2.056（P＜0.05），且供应商依赖组的路径系数（b=0.43***）大于供应商不依赖组的路径系数（b=0.19*），据此认为假设H4c成立；（4）供应商关系承诺对供应商优先配置绿色创新资源的正向影响在两组样本之间存在显著差异，Δχ2的显著性水平为0.013，路径系数临界比率值=2.482（P＜0.05），且供应商依赖组的路径系数（b=0.2*）小于供应商不依赖组的路径系数（b=0.48***），据此认为假设H5c成立。

4.3 假设检验结果讨论

假 设H1a、H2a、H3a、H4a、H5a、H6在样本总体和分组样本中均被验证，表明无论供应商是否依赖制造企业，绿色产品协同创新中供应商公平感知都能够通过供应商对制造企业的信任和关系承诺，使供应商面向协同创新的需求优先配置绿色资源，进而提升供应商对绿色产品创新的贡献。

假设H1b、H1c未被验证，表明对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商公平感知对制造商可信的正向影响并不会被增强。经分析认为，信任本就属于合作双方之间的情感联系［28］。加之样本企业受传统文化影响，制造商可信还蕴含了供应商相信制造企业保持与供应商稳定关系的诚意，更接近于深层次的情感信任［19］。供应商更多地依赖制造企业将造成供应商自主性的丧失，对于自身在双方关系中所承担风险的认知也明显增加，不仅不利于在公平感知的基础上培养供应商对制造企业的情感信任，甚至可能引发供应商对制造企业真实用意的猜忌，因此，即使在供应商不对称依赖制造企业的情景下，供应商也不会在既定公平感知的水平下给予制造企业更多信任。

假设H2b成立，表明对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商分配公平感知对供应商关系承诺的正向影响将被增强。假设H2c未被验证，表明供应商程序公平感知对关系承诺的正向影响并不会因为供应商不对称依赖制造企业而被增强。经分析认为，在供应商不对称依赖制造企业的情境下，供应商的程序公平感知受供应商主观因素影响较大［29］。在市场经济条件下，企业之间的关系行为是出于自身利益考虑的理性行为，供应商对制造企业作出承诺是事关企业长期利益的战略性决策，主观因素的影响将在企业内部和企业之间的重复博弈中被降至最低，从而使不对称依赖关系的作用不显著。

假设H3b成立，表明对于不对称依赖制造企业的供应商而言，制造商可信对供应商关系承诺的正向影响将被减弱。

假设H4c成立，表明对于不对称依赖制造企业的供应商而言，制造商可信对供应商优先配置绿色创新资源的正向影响将被增强。假设H4b不成立，表明制造商可信对供应商优先配置绿色实物资源的正向影响并不会因为供应商不对称依赖制造企业而被增强。分析认为，由于部分实物资源具有一定程度的可回收性（例如设备设施），在供应商不对称依赖制造企业的情境下，权力的不平衡会加大供应商回收资源的难度，资源回收风险的感知抵消了供应商对合作价值认知的增量，因此，在制造商可信的前提下，供应商为了促进更深层次的合作、形成互利共赢的局面，无论供应商是否存依赖该制造企业，均会在同等水平上向制造企业配置绿色实物资源。

假设H5c成立，表明对于不对称依赖制造企业的供应商而言，供应商关系承诺对供应商优先向制造企业配置绿色创新资源的正向影响将被减弱。假设H5b不成立，表明供应商关系承诺对优先配置绿色实物资源的正向影响不会因为供应商不对称依赖制造企业而被减弱。分析认为，实物资源相对容易被制造企业定量控制，如果供应商不按照制造企业需求优先配置足够数量的实物资源，很容易因为供应商所处的不利地位而面临制造企业的惩罚（如减少订单量），因此，即使供应商处于不对称依赖制造企业的情况，为了维持两者的合作关系避免更多损失，供应商向制造企业优先配置绿色实物资源的意愿也不会降低。

5 研究结论与展望

基于我国制造企业的样本数据，本研究揭示了绿色产品协同创新中供应商公平感知通过供应商的态度和行为影响供应商创新贡献的路径，以及协同创新中不对称依赖关系对供应商态度和行为的影响。本研究的理论意义有以下两方面：一是已有相关研究探讨了绿色产品协同创新中制造商权力对供应商参与贡献的影响［25］，本研究从供应商关系治理的视角进一步揭示了供应商参与绿色产品创新中供应商的公平感知，通过供应商对制造企业的信任、承诺和资源配置行为影响供应商参与贡献的路径；二是相关研究探讨了供应商依赖制造企业对激发供应商创新性的影响［19］，本研究在此基础上，通过对比分析得出由于供应商不对称依赖制造企业导致的供应商态度和行为变化，以及由此带来的供应商公平感知对供应商绿色创新贡献作用路径的变化。

基于以上研究结论，对企业管理实践提出如下对策建议：（1）制造企业在推行供应商参与绿色产品创新的实践中，应设法提升供应商的公平感知，以此优先获取供应商的绿色资源，提高供应商对绿色产品创新的贡献。（2）面对不对称依赖制造企业的供应商，制造企业应重点采用能够强化供应商分配公平感知的关系治理机制（例如股权激励），促使供应商为制造企业的绿色产品创新作出更大贡献。（3）制造企业应重点关注绿色产品协同创新项目所缺资源的类型，如果需要供应商投入更多设备设施、零部件和稀缺原料等实物资源，应采取能够提升供应商分配公平感知的措施。（4）如果急需供应商的绿色技术专利、知识和创意等创新资源，不仅需要设法提升供应商的公平感知，还应扭转供应商对双方关系不对称性的认识，特别是当供应商已经明显表现出对关系的长期导向定位时，制造企业可以与该供应商签订战略联盟协议，加大相关零部件或原材料在该供应商处的采购集中度，以此改变供应商对双方不对称依赖关系的感知。

本研究主要存在以下两方面的局限：首先，受限于国内企业绿色产品创新成熟度和研究团队的社会影响力，导致有效样本回收率偏低，可能会影响多群组比较所得结论的有效性，希望后续研究能够提出更好的解决方案；其次，由于制造企业与供应商之间的绿色产品协同创新涉及商业机密的情况比较普遍，客观数据的披露也非常有限，实际收集配对数据非常困难，以供应商单方面的数据判断供应商是否存处于不对称依赖制造企业的情境对相关研究问题的普遍适用性不高，希望后续研究能够优化研究设计，提出收集配对数据的可行方案。