供应链治理模式选择：低控制还是高控制？——基于多元制度逻辑的实证研究

， 志颖， ，

(河北工业大学 经济管理学院，天津 300401)

1 引言

共享经济时代的到来意味着一场“无声的革命”正在发生，构建价值共创的供应链成为企业在激烈竞争中立于不败之地的重要途径。然而，供应链运营过程中个体理性与集体理性之间存在冲突，导致难以实现帕累托均衡[1]。如何保障供应链治理产生正协同效应，其关键在于供应链治理模式选择[2]。对于供应链成员企业而言，控制力意味着供应链运营过程中的支配权力，并形成了供应链成员企业对合作企业的控制程度由高到低的供应链治理模式谱系。供应链治理模式选择是供应链成员企业的重要战略决策行为，探究哪些因素影响供应链治理模式选择，逐渐成为学术界与实务界关注的焦点。

“选择决策”贯穿于战略管理全过程，不同研究领域的学者对供应链治理模式选择问题形成了不同的理论解释范式。源自西方发达国家的交易成本理论[3]与资源依赖理论[4]解析了供应链治理模式选择的效率机制，但过于强调市场逻辑，忽略了供应链成员企业所嵌入的制度与社会环境。新制度理论基于合法性视角解释了制度环境对企业行为趋同化的影响机理[5,6]，但难以解析为什么供应链成员企业在制度同构压力下存在异质化治理模式选择行为。制度逻辑理论认为企业嵌入于多元制度逻辑之中，强调多元制度逻辑彼此分离、相互竞争且长期并存，对企业行为产生不同作用，导致企业行为差异化[7,8]。可见，制度逻辑是塑造组织行动者认知及其行为的规则，制度逻辑理论为解释供应链治理模式选择行为的差异性提供了全新视角，冲突、矛盾与互动的多元制度逻辑的选择性响应导致供应链成员企业治理模式选择行为多样化。诺贝尔经济学奖获得者North[9]认为正式制度与非正式制度共同塑造了企业战略行为。那么，中国情境下供应链治理模式选择行为是否遵从正式制度逻辑与非正式制度逻辑的二元划分范式？如果遵从，什么制度逻辑作为主导直接影响不同治理模式选择行为？其他制度逻辑是否对供应链治理模式选择行为产生影响，其作用路径是什么？

作为新兴经济国家，与发达经济国家之间的差别在于我国正处于由政府主导型资源配置向市场主导型资源配置的制度转型时期[10]。根据社会嵌入理论，供应链成员企业嵌入于社会关系，社会关系直接影响其战略决策行为[11]。对于转型期内的新兴市场国家而言，制度不确定性强、市场稳定性弱是供应链成员企业制度安排的首要问题，社会关系的运用可以降低制度性交易成本，有其存在的合理性和必要性[12]。社会关系作为非正式制度起到替代正式制度的作用，影响了企业社会交换关系管理策略与决策过程[13,14]。供应链成员企业只有策略性地遵从关系逻辑，才能获得认可与支持，提升自身的合法性，进而实现企业的生存和成长[15]。关系逻辑作为非正式制度成为主导制度逻辑。与此同时，我国于80年代引入市场逻辑，且在较长的历史进程中，关系与市场之间相互作用、彼此交织才能达到动态平衡[16]。转型期内政府与市场共同参与资源配置，且政府逻辑仍然强势[17]。政府逻辑与市场逻辑作为正式制度对供应链治理模式选择产生影响。可见，面对转型期内政府干预的企业产权性质划分与渐进式市场化改革等中国特色情境，有必要探究关系逻辑、市场逻辑与政府逻辑的交互效应。

供应链治理是国内外学者长期关注的经典战略管理问题，现有研究成果分别从市场逻辑、关系逻辑与政府逻辑等不同理论视角为本研究提供了有价值的启示和洞见。然而，供应链治理模式选择决策是多元制度逻辑相互权衡的结果，甚至不同制度逻辑之间发生“化学反应”，尚未见关系逻辑、政府逻辑与市场逻辑对供应链治理模式选择的交互效应研究。鉴于此，本研究将聚焦于中国情境下供应链治理模式选择问题，试图解析在关系逻辑、政府逻辑与市场逻辑等多元制度逻辑下供应链治理模式选择行为的变化及其背后的原因。研究成果不仅为学术界贡献来自新兴市场国家的认知逻辑和经验证据，启发东西方制度背景下的比较研究，为丰富本土供应链治理理论提供有效证据，而且为从政府管理与企业管理两方面促进我国供应链发展提供了新的科学依据。

2 理论基础与研究假设

本研究将关系逻辑、政府逻辑与市场逻辑纳入供应链治理的分析框架，构建多元制度逻辑下供应链治理模式选择机理的理论模型。

2.1 关系逻辑的影响作用

“关系”(guan-xi)对企业经营过程中的战略决策行为发挥着重要作用，是企业获取稀缺性资源和能力、降低企业资源依赖的中国特色社会资本[18]。转型期内，供应链运营面临着多样而复杂的制度环境，法律法规、监管制度和市场机制尚不完善，搭建商业关系与政治关系寻求合法性、弥补交易成本成为供应链成员企业生存与发展的主要途径[19,20]。由于信息不对称增加了企业运营风险，企业战略行为对商业关系具有较强的依赖性，企业往往通过搭建商业关系来规避风险[21]。随着企业间商业关系的维持，逐步转化为人际间信任关系、企业间信任关系，商业关系成为供应链治理风险的有效工具[22]。供应链成员企业的管理者与合作企业联结，获得商业机会与市场知识等资源，商业关系越强、亲密度与互惠度越高，信任水平越高，降低供应链成员企业风险感知，供应链成员企业越倾向于选择低控制治理模式，反之，倾向于选择高控制治理模式。此外，地方政府及政府官员对区域性经济发展具有控制力和影响力，政府具有行政审批、贷款担保、土地征用与政策优惠等重要资源支配权。由于政策环境的不确定性，企业与政府部门间搭建政治关系被视为高效地协调经济交易的制度安排，企业不仅能够获取特殊资源，而且能够获得更多政策导向性信息，以规避政策不确定性带来的风险。供应链成员企业的管理者与政府机构或政府官员培育政治关系，甚至让政府官员入股以获取外部合法性，从而获得政策、信贷、税收、技术等管制资源与支持。政治关系越强，获得资源与信息越多，可以降低供应链成员企业风险感知，供应链成员企业越倾向于选择低控制治理模式，反之，倾向于选择高控制治理模式。如上所述，提出假设：

H1a供应链成员企业的商业关系越强，越倾向于选择低控制治理模式。

H1b供应链成员企业的政治关系越强，越倾向于选择低控制治理模式。

2.2 政府逻辑的调节作用

制度逻辑理论的核心问题在于组织结构、组织行为与制度环境相适应以获得合法性。我国正处于转型期，国家政策、产业政策对企业行为具有激励与约束双重作用，企业陷入经营困境时倾向于寻求政府救济或援助[23]。国有企业与政府之间具有天然的亲缘纽带，特别是国有企业仍旧承担着缓解财政赤字、维系社会稳定等政策性使命[24]。政府通常根据企业的产权性质实施差别政策，而国有企业凭借天然的身份优势，享受政府立项审批、减少政府稽查等特殊待遇，无需过多依靠搭建与企业的商业关系、与政府的政治关系等非市场化手段保证其在供应链运营中的核心地位。相反，非国有企业在获取资源与政策支持方面处于天然劣势。由于转型期内法律法规与商业政策具有较大的不确定性，非国有企业的战略行为需要承担高昂的交易成本，需要借助商业关系与政治关系补给战略性资源，以实现供应链正常运营[25]。可见，产权性质作为重要战略变量决定了企业的资源禀赋，相对于国有企业而言，非国有企业不得不通过社会关系来减少供应链成员企业所处制度环境的不确定性所引发的风险，并提升企业运营绩效。如上所述，提出假设：

H2a相对于国有企业而言，非国有企业的商业关系对供应链治理模式选择行为的影响更明显。

H2b相对于国有企业而言，非国有企业的政治关系对供应链治理模式选择行为的影响更明显。

2.3 市场逻辑的调节作用

完善的制度环境是市场化机制有效运行的基本保障，市场化水平是制度环境强弱的反映。市场化水平不同必然导致差异化的交易成本，从而影响企业的战略决策。地方性政策法规具有较大的差异性，供应链成员企业利用社会关系降低地方性政策法规引发的交易成本[26]。目前，我国市场化改革得到明显改善，但不同地区之间市场化进程存在较大差异，呈现出非均衡特征[27]。随着市场化进程的推进，政府逐渐弱化了对企业的干预强度[28]。同时，企业间交易逐步破除不发达市场制度的羁绊。因此，市场化改革有利于弱化非市场力量对企业战略行为的影响。如上所述，提出假设：

H3a市场化改革有利于缓解商业关系对供应链成员企业治理模式选择行为的影响强度。

H3b市场化改革有利于缓解政治关系对供应链成员企业治理模式选择行为的影响强度。

本文的研究模型如图1所示。

图1 研究模型

3 研究方法

3.1 数据收集

本研究预先选定遍布在不同行政区域内的供应链成员企业开展问卷调查。2016年9月1日至27日发放并回收了36份预调查问卷，通过数据分析确定变量测度具有较好的信效度，并对调查问卷进行了语句表达、提问顺序与项目设置等方面的修改。正式问卷调查从2016年10月13日开始发放，2017年3月31日回收截止，发放385份问卷，回收139份问卷，有效问卷117份，有效回收率为30.38%。纵观国内外学术界以调查问卷获取网络组织数据的研究，其问卷回收率均不乐观。如Muthusamy和White[29]对战略联盟调查研究的有效回收率为23.6%，吴绍棠和李燕萍[30]对联盟网络调查研究的有效回收率为29.2%。可见，本研究的有效问卷回收率较为理想。采取one-way ANOVA验证变量差异性，只有“联合开发新产品”问项存在差异，其余问项均未表现出显著性差异，说明不存在同源方差问题。

3.2 样本描述

本研究对有效样本特征进行分析，结果如下：(1)按合作时间分布。1～7年89家，占比76.07%；8～10年21家，占比17.95%；11年以上7家，占比5.98%。(2)按所属职位分布。高层管理者78人，占比66.67%；中层管理者37人，占比31.62%；基层管理者2人，占比1.71%。(3)按企业性质分布。国有企业25家，占比21.37%；国有控股18家，占比15.38%；三资企业23家，占比19.66%；民营企业39家，占比33.33%；其他企业12家，占比10.26%。(4)按行政区域分布。华北地区26家，占比22.22%；东北地区18家，占比15.38%；华东地区23家，占比19.66%；中南地区16家，占比13.68%；西南地区19家，占比16.24%；西北地区15家，占比12.82%。

3.3 变量测度

(1)被解释变量：治理模式。遵循供应链治理模式的控制程度递减依次划分为：一体化、合资、双方持股、单方持股、双边契约、单边契约与市场化等七种模式。本研究不仅关注供应链治理模式选择的总体偏好趋势，而且关注针对特定治理模式选择的具体偏好特征。因此，采用两种不同的测度方法，且不同测度方法的实证检验结果是否一致，也可作为理论模型稳健性的重要检验标准。第一种测度方法为量表测量，采用Likert 5点评分方法进行评价。量表项目分析结果显示，各题项平均数差异显著，鉴别度较高。通过因子结构分析提取两个共同因子，分别命名为“高控制治理模式”(方差贡献率为41.47%)和“低控制治理模式”(方差贡献率为30.53%)，并作为二分定类型变量。若供应链成员企业选择低控制治理模式，编码为“1”，否则编码为“0”。为进一步衡量多元制度逻辑下具体治理模式选择偏好特征，第二种测度方法将供应链治理模式作为定序型变量，依据控制程度由高到低次序，分别赋值为1、2、3、4、5、6和7。

(2)解释变量：社会关系。本研究选用Peng和Luo[14]关于社会关系的量表，并采用Likert 5点评分方法进行评价。通过因子结构分析提取两个共同因子，分别命名为“商业关系”(方差贡献率为45.46%)与“政治关系”(方差贡献率为34.54%)，并进行中心化处理，以降低后期数据分析中变量间多重共线性的影响。该结果与Peng和Luo[14]所开发的适用于中国情境的量表相同。

(3)调节变量：产权性质与市场化进程。本研究的政府逻辑与市场逻辑视角分别以产权性质与市场化进程两大变量测度。根据企业的实际控制人类型，按照是否属于国有，将样本企业分为国有企业(包括国有企业和集体企业)与非国有企业(包括民营企业、外资企业和合资企业等)。若样本企业属于国有企业，取值为“1”，否则为“0”。关于市场化进程，采用《中国分省份市场化指数报告(2016)》的市场化指数[27]。由于本研究的变量已包括政企关系与企业产权性质，因此剔除掉“政府与市场的关系”与“非国有经济的发展”两大指标，选取“市场中介组织发育和法律制度环境”(8个测度指标)、“要素市场的发育程度”(5个测度指标)与“产品市场的发育程度”(4个测度指标)三大指标，并按等权重的计算方法合成(求算术平均值)得到相对值，反映了各省市在全国市场化进程综合排名中的位置。取值范围在0～10之间，数值越低，代表该地区市场化进程越慢；反之，则代表该地区市场化程度越发达。

(4)控制变量:根据供应链治理模式选择模型的已有研究成果，交易特征对供应链治理模式选择具有影响作用，故将其作为控制变量。其中双方合作时间是样本企业与某一供应链成员企业合作年限；单项交易额是样本企业与某一供应链成员企业最近一笔单项交易额，取其自然对数值；总交易规模是样本企业与某一供应链成员企业最近一年内总交易金额，取其自然对数值。

4 数据分析

4.1 数据特征统计

采用SPSS 21.0软件对样本数据进行描述性统计与相关性分析，其中被解释变量以低控制治理模式为基准，“低控制治理模式”的测度变量平均值为0.375，标准差为0.279，表明供应链成员企业的治理模式选择行为差异较大。样本企业中商业关系、政治关系与低控制治理模式的相关系数分别为0.187和0.165，且显著性水平均为0.01，初步表明商业关系、政治关系与低控制治理模式正向相关。控制变量中仅有合作时间对供应链治理模式选择呈现显著正相关，供应链治理模式在单项交易额、总交易规模中差异不大。此外，高(低)控制治理模式与产权性质均为0～1变量，其相关系数不能真正表示0～1变量之间的影响关系。各变量相关系数均小于0.75，在比较理想的范围之内，检验结果显示并不存在多重共线性问题。

4.2 测量模型信度检验

治理模式与社会关系为量表测度模型，需要对量表进行质量评价。测量模型质量评价主要是信度评价与效度评价。由信度指标计算结果不难看出：观测变量信度指标SMC最小为0.545，均达到0.5的标准，表明量表具有内在一致性；潜变量构念信度CR最小为0.811，大于判别标准0.5，表明模型内在质量非常好；平均变异抽取量AVE最小为0.523，大于判别标准0.5，表明模型具有较高系统性，信度水平良好。

4.3 测量模型效度检验

量表效度是实际测量值反映测量特征的程度，表现为测量结果的真实性与准确性。效度指标计算结果不难看出：各构念一阶因子间相关系数的置信区间上限小于1，因子间具有显著差异，表明各量表具有区分效度；测量误差整体介于0.27～0.67之间，不存在负误差协方差或太大标准误差，表明各构念测量模型不存在违犯估计现象；治理模式与社会关系所包含的观测变量标准化负荷最大值为0.81，小于判别标准0.9；观测变量因子负荷估计值在0.63～0.81之间，表明单一观测变量的标准化系数均具有较高的显著水平，可作为各因子的测量指标。

4.4 层级回归数据分析

本研究运用多层级有序概率回归模型检验商业关系与政治关系对供应链治理模式选择倾向的直接影响作用以及产权性质、市场化进程对这种选择倾向的调节作用，结果如表1所示。

表1 影响供应链治理模式选择的层级回归分析结果

注：N=117；**表示p<0.01，*表示p<0.05。

首先，构建控制变量对被解释变量的影响作用模型1。将合作时间、单项交易额与交易总规模等3个控制变量纳入回归模型。回归分析结果显示，仅合作时间的回归系数在1%统计水平下显著为正，拟合优度R2=0.023，说明模型具有一定解释力。

其次，构建主效应模型2。在模型1的基础上，将商业关系、政治关系、产权性质与市场化进程纳入回归模型。回归分析结果显示，拟合优度R2=0.067，说明模型解释力显著增强。商业关系对供应链治理模式的控制程度具有显著负向影响，即商业关系越强，供应链成员企业越倾向于选择低控制治理模式，假设H1a获得数据支持；政治关系对供应链治理模式的控制程度具有显著负向影响，即政治关系越强，供应链成员企业越倾向于选择低控制治理模式，假设H1b获得数据支持。

最后，构建加入交互效应后的全效应模型3、模型4、模型5和模型6。回归分析结果显示，拟合优度数值相对模型2均有所增加，模型解释力进一步增强。其中模型3引入交互项“商业关系×产权性质”，模型4引入交互项“政治关系×产权性质”，回归系数均显著为负值，说明国有产权性质弱化了商业关系与政治关系对供应链治理模式选择的影响，即相对于国有企业而言，非国有企业的商业关系、政治关系对其供应链治理模式选择行为的影响效果更明显，假设H2a和H2b获得数据支持。模型5引入交互项“商业关系×市场化进程”，模型6引入交互项“政治关系×市场化进程”，回归系数均显著为负值，说明市场化进程对商业关系、政治关系与供应链治理模式间的关系产生负向调节作用。随着市场化改革，商业关系、政治关系对供应链治理模式选择的影响明显弱化，且政治关系的强度弱化稍明显，假设H3a和H3b获得数据支持。

5 研究结果与讨论

根据多层级有序概率回归模型的统计分析特点，各变量间回归系数并不能反映商业关系、政治关系及其与产权性质、市场化进程交互项对供应链治理模式控制程度的影响大小，而回归系数符号仅表示高、低控制治理模式的影响概率和变化方向，并不能解释具体治理模式选择行为。目前，关于供应链治理模式可归纳为四类：一体化、股权式(合资、双方持股和单方持股)、契约式(双边契约和单边契约)与市场化，可视为按照供应链成员企业对合作企业的控制程度由高到低排序的供应链治理模式谱系，其中一体化(自制)的控制程度最高，而市场化(外购)的控制程度最低，属于供应链治理模式谱系的两个端点。由此，本研究以上述模型为基础，计算多元制度逻辑下供应链治理模式选择的边际效应，分析结果如表2和表3所示。通过供应链治理模式两种测度方法的回归分析结果比较，两次结果具有一致性，表明理论模型具有稳健性，研究结论可靠。

(1)商业关系的主效应。商业关系越强，供应链成员企业选择低控制治理模式的可能性越大，选择高控制治理模式的可能性越小。供应链成员企业选择一体化、合资、双方持股与单方持股治理模式的概率为15.13%，而选择其他三种治理模式的概率之和为84.87%。通过与作为参照的基准企业对比，随着商业关系强度增加一个单位，一体化治理模式的选择概率显著下降17.30%，而选择合资、双方持股、单方持股、双边契约、单边契约与市场化治理模式的可能性分别增加了2.67%、0.86%、1.25%、3.59%、3.92%和5.03%，增加比例较为明显，且控制程度较低的双边契约、单边契约与市场化治理模式增加比例较为明显。由此得到结论：随着商业关系增强，供应链成员企业更倾向于选择低控制治理模式。研究结果与假设H1a完全一致。

(2)政治关系的主效应。政治关系越强，供应链成员企业选择低控制治理模式的可能性越大，选择高控制治理模式的可能性越小。供应链成员企业选择一体化、合资、双方持股与单方持股治理模式的概率为18.43%，而选择其他三种治理模式的概率之和为81.57%。通过与作为参照的基准企业对比，随着政治关系强度增加一个单位，企业选择一体化治理模式的概率显著下降14.92%，而选择合资、双方持股、单方持股、双边契约、单边契约与市场化治理模式的可能性分别增加了2.65%、1.27%、1.78%、2.87%、3.16%和3.19%，增加比例较为明显，且控制程度较低的双边契约、单边契约与市场化治理模式增加更多。由此得到结论：随着政治关系增强，供应链成员企业倾向于选择低控制治理模式。研究结果与假设H1b完全一致。

(3)产权性质的调节效应。供应链成员企业选择一体化、合资式、双方持股与单方持股等控制程度比较高的治理模式概率之和为46.40%，而选择控制程度较低的治理模式概率之和为53.60%。通过与作为参照的基准企业对比，随着商业关系与产权性质的交互项作用增加一个单位，供应链成员企业选择双边契约、单边契约与市场化治理模式的可能性分别下降6.26%、1.69%和10.79%，而选择一体化、合资式、双方持股与单方持股治理模式的可能性分别增加8.01%、4.57%、2.82%和3.35%。由此得到结论：国有企业产权弱化了商业关系对供应链治理模式选择的影响，研究结果与假设H2a完全一致。同理可以得到结论：国有企业产权弱化了政治关系对供应链治理模式选择的影响，研究结果与假设H2b完全一致。

(4)市场化进程的调节效应。供应链成员企业选择一体化、合资式、双方持股与单方持股等控制程度比较高的治理模式概率之和为39.55%，而选择控制程度较低的治理模式概率之和为60.45%。通过与作为参照的基准企业对比，随着商业关系与市场化进程的交互项作用增加一个单位，供应链成员企业选择双边契约、单边契约与市场化治理模式的可能性分别下降1.02%、1.18%和9.70%，而选择一体化、合资式、双方持股与单方持股治理模式的可能性分别增加3.28%、4.72%、2.27%和1.63%。由此得到结论：市场化进程弱化了商业关系对供应链治理模式选择的影响，即市场化改革有利于缓解商业关系对治理模式选择行为的影响，研究结果与假设H3a完全一致。同理可以得到结论：市场化进程弱化了政治关系对供应链治理模式选择的影响，即市场化改革有利于缓解政治关系对供应链成员企业治理模式选择行为的影响，研究结果与假设H3b完全一致。

表2 供应链治理模式选择影响因素的边际效应

注：基准为各变量的均值。下同。

表3 供应链治理模式选择影响因素的边际效应变化率

6 结论与展望

本研究的结论为：第一，遵循关系逻辑，社会关系是影响供应链治理模式选择的重要因素。我国正处于转型期内，商业关系与政治关系既是协助供应链成员企业屏蔽外部不确定性风险的“保护伞”，又是协助供应链成员企业掌控机会主义行为发生的“透视镜”。第二，遵循政府逻辑，供应链成员企业的产权性质不同，社会关系对其供应链治理模式选择行为的影响效果有所差异。在政府主导型经济中，国有企业对土地、能源、信贷、行政审批等重要资源分配使用具有绝对优势。在正式制度不完善的环境中，社会关系无疑有助于非国有企业获得所需必要资源以及市场合法性。第三，遵循市场逻辑，供应链成员企业所属地区市场化进程不同，社会关系对其供应链治理模式选择行为的影响效果有所差异。随着产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织的发育以及法规制度环境的完善，以中国传统文化的“礼尚往来”的情感或利益交换为纽带的商业关系与政治关系逐步效用弱化，甚至显现出固有的弊端。可见，法律法规、产业政策、行业制度等正式制度与商业关系、政治关系等非正式制度之间此消彼长，再次印证完善法律和产权制度，通过市场化改革弱化社会关系效应。

本研究结论对政府与企业具有以下实践指导作用：对政府管理而言，减少政府干预、加强法律保护、改善政府服务、培育商业文化，弱化社会关系对企业战略决策的影响作用，降低供应链成员企业的非生产性支出，是我国制度转型过程中的重要任务。对企业管理而言，如何在市场化改革进程中进一步发展是供应链成员企业必须思考的紧迫问题，其中一项重要任务是培育可持续的、制度化的商业技能，实现从关系到市场的成功转型。

本研究不足之处在于：不同制度逻辑间冲突与兼容关系并存，关系逻辑、政府逻辑与市场逻辑对供应链治理模式选择不仅产生替代效应，而且产生互补效应，未来研究将进一步探讨多元制度逻辑对供应链治理模式选择行为的作用边界条件。