周榮虎

內(nèi)容摘要：制造業(yè)廠商積極與上游供應(yīng)商及下游顧客通過合作來建立關(guān)系，但是上下游廠商之間供應(yīng)鏈關(guān)系的品質(zhì)卻較少受到重視。本文深入探討在高度動態(tài)與競爭的環(huán)境中，供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)是否會促進知識的共享與廠商動態(tài)能力的培育，進而對廠商創(chuàng)新能力的增進產(chǎn)生實質(zhì)的影響。本研究以問卷調(diào)查的方式收集資料后，利用結(jié)構(gòu)方程模式及LISREL8.7軟件進行驗證與檢定。實證結(jié)果顯示，供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)對知識的共享與廠商動態(tài)能力都呈現(xiàn)正向的顯著關(guān)系，并進而對廠商創(chuàng)新能力的增進產(chǎn)生顯著的影響，研究結(jié)果支持本研究所提出的概念化模式。

關(guān)鍵詞：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì) 知識共享 動態(tài)能力 創(chuàng)新能力

中圖分類號：F252 文獻標(biāo)識碼：A

引言

供應(yīng)鏈的運作順暢關(guān)鍵在于各環(huán)節(jié)、上下游廠商和顧客之間是否能密切支援，發(fā)展出無縫隙的協(xié)調(diào)網(wǎng)絡(luò)，形成一種互相依賴的關(guān)系，供應(yīng)鏈的成員彼此合作越密切，就越能提升其競爭力，這樣的關(guān)系是企業(yè)取得競爭優(yōu)勢的有效方法，這種觀點不同于以往的合作關(guān)系，也跳脫了原本以公司本身為主的觀點。隨著產(chǎn)品生命周期變短、定制化產(chǎn)品制造、產(chǎn)品服務(wù)多樣化等市場環(huán)境新特性，以供應(yīng)鏈為探討目標(biāo)的研究，除了關(guān)心供應(yīng)鏈廠商合作關(guān)系外，更應(yīng)該考慮供應(yīng)鏈廠商間知識的傳遞，市場環(huán)境的變化也考驗著供應(yīng)鏈廠商的動態(tài)能力、應(yīng)變能力和創(chuàng)新績效。因此，在經(jīng)營環(huán)境激烈變化、新技術(shù)快速發(fā)展、產(chǎn)品生命周期變短的情況下，探討供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)如何影響廠商間知識的共享，并進而建立動態(tài)能力與創(chuàng)新能力的實證研究極為重要，且對供應(yīng)鏈競爭優(yōu)勢與績效的增進而言更是相當(dāng)重要的研究課題。

文獻探討與研究假設(shè)

（一）供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)

對于關(guān)系品質(zhì)該如何正確的衡量，或包含了哪些構(gòu)面，一直是學(xué)者們討論的重點，且目前還沒有一致性的定論。本研究參照王宗光、王吟（2014）及葉飛、薛運普（2012）研究架構(gòu)中所采用的供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)衡量變數(shù)，主要是將供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)分成：信任、適應(yīng)、溝通與合作等構(gòu)面來衡量。而葉飛、薛運普（2012）的實證研究也證明供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)對于績效有正面的影響。

（二）知識共享

知識共享有利于組織能力的強化、產(chǎn)生解決方案、迅速有效達(dá)成企業(yè)的目標(biāo)來強化競爭優(yōu)勢。供應(yīng)鏈伙伴關(guān)系為雙方或多方成員所組成的一種合作關(guān)系，同享利益與分擔(dān)風(fēng)險，并以此關(guān)系創(chuàng)造出競爭優(yōu)勢（王宗光、王吟，2014）。本研究認(rèn)為供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對伙伴間知識共享的影響為正面，形成本研究假設(shè)：

H1：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度越好對于伙伴間知識共享影響的程度越大。

（三）動態(tài)能力

動態(tài)能力是產(chǎn)生競爭優(yōu)勢的新來源，透過創(chuàng)造、演化與重新結(jié)合其他資源而獲得。通過改善與供應(yīng)鏈廠商間的關(guān)系，以及獲取其他合作廠商所提供的互補或重要資源，廠商后續(xù)的資源整合、配置、學(xué)習(xí)與回應(yīng)的能力才會增加。Yong Cao（2012）的實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)透過策略聯(lián)盟與供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)，增強廠商與合作伙伴的關(guān)系。綜合上述討論，本研究認(rèn)為供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對廠商動態(tài)能力的影響為正面，形成本研究假設(shè)：

H2：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度越好對于廠商動態(tài)能力影響的程度越大。

一般而言，組織新知識的主要來源為外部取得與吸收。因此供應(yīng)鏈伙伴間通過資訊的交換與知識的共享，取得外部重要與互補的知識資源，對于廠商資源的整合、新知識的學(xué)習(xí)與內(nèi)外資源的布署與重新配置，必能有所助益。綜合上述討論，本研究認(rèn)為供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對廠商動態(tài)能力的影響為正面，形成本研究假設(shè)：

H3：供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度越廣泛對于廠商動態(tài)能力影響的程度越大。

（四）創(chuàng)新能力

Paul Gooderham，Dana B Minbaeva（2011）認(rèn)為透過知識共享可激發(fā)出新的觀點與新知識，進而創(chuàng)造出新服務(wù)或產(chǎn)品。王宗光、王吟（2014）的實證研究指出知識共享與新產(chǎn)品發(fā)展具有顯著正向關(guān)系。綜合上述討論，本研究認(rèn)為供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對于廠商創(chuàng)新能力的影響為正面，形成本研究假設(shè)：

H4：供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度越廣泛對于廠商創(chuàng)新能力影響程度越大。

當(dāng)產(chǎn)生技術(shù)的變動速度較快時，未來市場競爭將充滿更大的不確定性，這時，企業(yè)的創(chuàng)新反應(yīng)能力就顯得極為重要。Paul Gooderham（2011）的實證研究發(fā)現(xiàn)，廠商能持續(xù)開發(fā)出新產(chǎn)品，主要在于廠商所擁有的動態(tài)能力。綜合上述討論，本研究認(rèn)為廠商動態(tài)能力增進的程度對于廠商創(chuàng)新能力的影響為正面，形成本研究假設(shè)：

H5：廠商動態(tài)能力程度越好對于廠商創(chuàng)新能力影響程度越大。

根據(jù)上述文獻的探討與整理，提出本研究的假設(shè)及研究架構(gòu)，如圖1。

研究設(shè)計

（一）研究對象與問卷回收

本研究的研究對象為536家江蘇地區(qū)制造業(yè)廠商，樣本涵蓋了冶金、機械、電子、紡織、化工等多個制造行業(yè)。問卷共寄出536份，總共回收131份，經(jīng)過篩選后剔除無效樣本17份，有效樣本114份，整體的有效問卷回收率為21.3%。樣本特征變量統(tǒng)計如表1所示。

（二）指標(biāo)衡量

供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)衡量：本研究主要參照王宗光、王吟（2014）及葉飛、薛運普（2012）提出的四個關(guān)系品質(zhì)構(gòu)面——信任、調(diào)適、溝通及合作，用13題觀測變項衡量。供應(yīng)鏈伙伴間知識共享衡量：主要分為兩個構(gòu)面——顧客知識共享、供應(yīng)商知識共享。顧客知識共享的定義：廠商與供應(yīng)鏈合作，對顧客愛好、需要、最有價值的特點，屬性等資訊共享的程度，用4題衡量（Yong Cao，2012）。供應(yīng)商知識共享的定義：廠商與供應(yīng)鏈彼此合作，對供應(yīng)商的資源、設(shè)計、流程、成本管控與制造技術(shù)等資訊共享的程度，也是用4題衡量（王維、周鵬，2014）。廠商動態(tài)能力衡量：動態(tài)能力是指廠商整理合并、學(xué)習(xí)和重新配置內(nèi)部與外部資源的能力，用5題衡量（王建剛等，2010）。廠商創(chuàng)新能力衡量：本研究主要參照Paul Gooderham（2011）提出的三個創(chuàng)新構(gòu)面：產(chǎn)品創(chuàng)新、流程創(chuàng)新及管理創(chuàng)新，用11題觀測變項衡量（王宗光、王吟，2014），其中產(chǎn)品創(chuàng)新、流程創(chuàng)新各用4題衡量；管理創(chuàng)新用3題衡量。

數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

本文采用二階段結(jié)構(gòu)方程模式的方法進行分析。

（一）測量模式分析

先對觀測變量的測量值進行偏度與峰度的檢測，若測量值均低于建議的水準(zhǔn)（偏度<2.0且峰度<7.0），結(jié)果代表觀測變量的資料沒有明顯偏離常態(tài)分配。再利用LISREL8.7軟件，進行測量模式的驗證性因素分析（CFA），評估觀測變量對潛在變量的反應(yīng)程度。

在本研究中，測量模式的驗證性因素分析分為兩個部分：第一部分是三個一階和二階驗證性因素分析：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)、知識共享和創(chuàng)新能力三個構(gòu)面。第二部分是整體的驗證性因素分析。CFA的結(jié)果表示觀測變量與潛在變量間具有高度一致性的關(guān)系。觀測變量的完全標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷值，經(jīng)過t檢定后，都與對應(yīng)的潛在變量呈顯著關(guān)系，詳細(xì)資料如表2、表3、表4、表5所示。

由表2供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)變量驗證性因素分析結(jié)果得知，一階指標(biāo)為：χ2/d.f.=1.62、GFI=0.95、AGFI=0.92、NFI=0.98、CFI=0.99、SRMR=0.033、RMSEA=0.048；二階指標(biāo)為：χ2/d.f.=1.58、GFI=0.95、AGFI=0.92、NFI=0.98、CFI=0.99、SRMR=0.033、RMSEA=0.046，測量模式整體評估的適配度指標(biāo)都在可接受的范圍。

表3知識共享變量CFA的結(jié)果，一階指標(biāo)為：χ2/d.f.=1.2（χ2=22.74，d.f.=19）、GFI=0.98、AGFI=0.96、NFI=0.99、CFI=1.0、SRMR=0.027、RMSEA=0.027；二階指標(biāo)為：χ2/d.f.=1.24（χ2=22.28，d.f.=18）、GFI=0.98、AGFI=0.96、NFI=0.99、CFI=0.99、SRMR=0.027、RMSEA=0.028，都在可接受的范圍。

表4創(chuàng)新能力變量CFA的結(jié)果，一階及二階適配度指標(biāo)都為：χ2/d.f.=1.74、GFI=0.93、AGFI=0.91、NFI=0.97、CFI=0.99、SRMR=0.039、RMSEA=0.052，在可接受的范圍。最后，我們進行潛在變量整體測量模式的驗證性因素分析，其指標(biāo)為：χ2/d.f.=1.17、GFI=0.96、AGFI=0.94、NFI=0.96、CFI=1.0、SRMR=0.037、RMSEA=0.025，適配的情況十分良好（見表5）。

在信度及收斂效度方面，本研究采取曾文杰、馬士華（2010）所提出的判斷準(zhǔn)則，考量個別觀測變量的信度、潛在變量組成信度（CR）與平均變異萃取（AVE）等三項指標(biāo)。個別觀測變量的信度：考慮每個觀測變量的信度，本研究所有觀測變量之因素負(fù)荷都大于0.5，表示本研究的觀測變量具有良好的信度，所有觀測變量的SMC值都大于0.5，表示本研究的觀測指標(biāo)具有良好的信度。潛在變量組成信度（CR）：本研究潛在變量的CR值，從0.81到0.92，都大于0.7，表示本研究的潛在變量具有良好的內(nèi)部一致性。平均變異萃?。ˋVE）：本研究潛在變量的AVE值，從0.53到0.73，都大于0.5，表示本研究的潛在變量具有良好的收斂效度（見表2、表3、表4、表5）。

在區(qū)辨效度方面，本研究各變量AVE的平方根值，從0.78到0.85，值都大于潛在變量間的相關(guān)系數(shù)值，潛在變量明顯不同，具有較好的區(qū)辨效果（見表6）。

本研究采用曾文杰、馬士華（2010）建議的Harman單一因素檢定法來進行檢驗。潛在變量的單一因素測量模式顯示共同方法變異對本研究結(jié)果的影響不嚴(yán)重。綜合上述對于潛在變量測量模式的驗證性分析結(jié)果，本研究在信度、收斂效度及區(qū)辨效度上均能符合學(xué)者建議的標(biāo)準(zhǔn)要求。

（二）結(jié)構(gòu)模式分析與檢驗

在進行結(jié)構(gòu)模式整體適配時，適配度指標(biāo)都在可接受的范圍。指標(biāo)如下：χ2/d.f.=1.19、GFI=0.96、AGFI=0.84、NFI=0.96、CFI=0.99、SRMR=0.039、RMSEA=0.027，表示結(jié)構(gòu)模式的整體適配情況十分良好。在進行潛在變量間因果關(guān)系分析和檢驗時，如圖2所示（統(tǒng)計上顯著以實線表示），根據(jù)研究架構(gòu)所提出的假設(shè)及其整體模式關(guān)系路徑檢測的結(jié)果顯示：第一，支持H1：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對于伙伴間知識共享影響的路徑參數(shù)估計值χ2=0.36***（t-value=4.64），表示有正向影響，且P值<0.001，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)顯著關(guān)系，所以接受H1的假設(shè)。第二，支持H2：供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對于廠商動態(tài)能力影響的路徑參數(shù)估計值χ2=0.19**（t-value=2.74），表示有正向影響，且P值<0.01，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)顯著關(guān)系，所以接受H2的假設(shè)。第三，支持H3：供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對于廠商動態(tài)能力影響的路徑參數(shù)估計值χ2=0.32***（t-value=3.65），表示有正向影響，且P值<0.001，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)顯著關(guān)系，所以接受H3的假設(shè)。第四，支持H4：供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對于廠商創(chuàng)新能力影響的路徑參數(shù)估計值χ2=0.52***（t-value=6.85），表示有正向影響，且P值<0.001，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)顯著關(guān)系，所以接受H4的假設(shè)。第五，支持H5：廠商動態(tài)能力增進的程度對于廠商創(chuàng)新能力影響的路徑參數(shù)估計值χ2=0.24***（t-value=3.36），表示有正向影響，且P值<0.001，檢驗結(jié)果呈現(xiàn)顯著關(guān)系，所以接受H5的假設(shè)。

結(jié)論

供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對伙伴間知識共享有顯著的正向影響（χ2=0.36***），表示如果廠商與供應(yīng)商及企業(yè)顧客間具有高度友好的關(guān)系時，這樣的關(guān)系確實有助于伙伴彼此間資訊的交換與知識的共享。實證結(jié)果證實了供應(yīng)鏈關(guān)系品質(zhì)程度對廠商動態(tài)能力的增進有顯著的正向影響（χ2=0.19**）。沒有一家公司的規(guī)模與范圍，大到能夠每次獨立滿足顧客，所以能利用供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)所有伙伴的資產(chǎn)、資源以反應(yīng)并滿足客戶的需求是一種重要能力。

供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對廠商動態(tài)能力的增進有顯著的正向影響（χ2=0.32***）。當(dāng)廠商對合作伙伴有系統(tǒng)性的認(rèn)識與了解，就越能有效作出有利于合作關(guān)系的共同目標(biāo)與各項決策，同時也越容易獲得成功。

供應(yīng)鏈伙伴間知識共享程度對廠商創(chuàng)新能力的提升有非常顯著的正向影響（χ2=0.52***）。當(dāng)廠商對伙伴知識與能力有充分的了解與吸收時，不但有利于廠商應(yīng)變能力的增強；在原有競爭策略、產(chǎn)品與技術(shù)可能過時的時候，廠商也能經(jīng)由供應(yīng)鏈所獲取的深度知識來提升創(chuàng)新能力以適應(yīng)市場的變化。同樣地，廠商動態(tài)能力的程度對廠商創(chuàng)新能力的提升有顯著正向影響（χ2=0.24***）。兩者均強調(diào)在供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)中培育及時重新配置與布署資源的動態(tài)處理能力、持續(xù)提升員工的學(xué)習(xí)能力。

參考文獻：

1.Per Hilletofth，Dag Ericsson，Kenth Lumsden. Coordinating new productdevelopment and supply chain management[J]. International Journal of Value Chain Management 2010

2.曾文杰，馬世華.制造行業(yè)供應(yīng)鏈合作關(guān)系對協(xié)同及運作績效影響的實證研究[J].管理學(xué)報，2010（8）

3.王建剛，吳潔，張青，施琴芬，張運華.動態(tài)能力研究的回顧與展望[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2010（12）.

4.張誠.我國供應(yīng)鏈管理研究綜述[J].華東交通大學(xué)學(xué)報，2011（3）

5.Yong Cao，Yang Xiang. The impact of knowledge governance on knowledge sharing[J]. Management Decision 2012（4）

6.葉飛，薛運普.關(guān)系承諾對信息共享與運營績效的影響研究[J].管理科學(xué)，2012（5）

7.王宗光，王吟.企業(yè)信息共享與運營績效作用機理的實證研究[J].中國商貿(mào)，2014（16）