企業嵌入數字平臺生態對供應鏈高適應性的影響研究

荊 菁，張 珺，楊皎平，丁天維

（1. 遼寧工程技術大學 創新實踐學院，遼寧 阜新 123000；2. 青島科技大學 經濟與管理學院，青島 266061；3. 遼寧工程技術大學 工商管理學院，遼寧 葫蘆島 125105）

0 引言

在萬物互聯的數字化時代，效率、響應和柔性已成為供應鏈運營追求的戰略目標。首先，市場主體之間競爭的加劇要求整個供應鏈必須以高效率、低成本創造價值；其次，消費者對產品的時效性要求越來越高，要求供應鏈必須具有較高的響應性；最后，市場環境不確定性因素的增加要求供應鏈管理必須具有較高的柔性能力。胡海文等[1]將供應鏈同時具有高效性、響應性和柔性的能力稱為供應鏈高適應性。提升供應鏈高適應性應該從供應鏈的主體和結構兩個層面入手[2]。

近年來，由于平臺型商業模式能夠快速、彈性地應對市場變化，使其成為很多企業管理創新的重要選擇[3]。平臺經濟的高速發展使越來越多企業選擇加入數字平臺來實現與更多平臺成員產生互動和連接，并尋找能在更大范圍內調動各方資源與能力的方法，從而更高效地解決企業面臨的行業難題[4]。

未來企業之間的競爭將轉向以平臺企業為中心的生態系統競爭[5]，因此關于平臺經濟的研究成為近年的熱點之一。相關文獻關注了平臺生態系統競爭優勢的價值創造方式、平臺戰略和創新等內容[6-7]。研究大多從平臺企業這一主導者視角分析其競爭和治理策略，相對而言，探索平臺參與者的戰略能動性以及平臺生態環境對參與者影響的研究不多見[8-9]，而且較少觸及到平臺生態影響參與者績效的內在機制，那么平臺生態是否僅對參與者個體產生影響？參與者有無可能以謀求供應鏈發展為戰略目標而嵌入平臺？企業嵌入數字平臺是否能夠改善供應鏈結構，進而提升其所在供應鏈的高效性、響應性和柔性，其內在機制是什么？研究這些問題具有一定的理論價值和實踐意義。

隨著以供給為導向的傳統價值鏈日益被以需求為導向的價值生態體系所代替，嵌入數字平臺生態的供應鏈價值創造模式也不再是單向流動的價值鏈，而是基于價值共創的生態系統，因此，基于價值共創的視角探索企業數字平臺生態嵌入對供應鏈高適應性的影響機制，并考慮企業跨界創業戰略導向對這一內在機制的調節效應，以期為企業的供應鏈管理實踐提供理論指導。

1 理論基礎與研究假設

1.1 數字平臺生態嵌入與供應鏈高適應性

平臺生態嵌入是指嵌入企業與平臺生態系統中的其他企業高度聯結和協同，通過資源共享實現整體效應，旨在加強企業間的協同關系，放大嵌入企業的資源價值[10]。供應鏈的高適應性是指自身既能適應靈活多變的響應性功能，又能適應低成本的效率型功能，還能適應供應鏈管理重心不斷變化的柔性功能[1]。

假設H1：數字平臺生態嵌入對供應鏈高適應性有正向影響。

1.2 數字平臺的價值共創

數字平臺生態的價值共創是指企業與數字平臺之間互相連接和整合供需方的資源，共同創造價值。隨著平臺經濟的迅速發展，學者們開始關注數字平臺生態的價值共創[11]，探索各方生態價值共創的途徑[12]。

基于供應鏈的角度，企業嵌入數字平臺生態可以融入到更寬廣的信息網絡中，更快地獲取價值共創所需的資源。當嵌入的程度越來越高時，企業間的交流也會越來越頻繁和深入，更有利于獲取更寬層次、多領域的異質性資源，這樣的互動過程有助于供應鏈企業間加深了解程度，從而達成共同的目標和理念，在此基礎上實現高水平的價值共創活動[13]。

數字平臺生態中的價值共創活動是以共同目標為指導的深思熟慮的合作過程[14]。與數字平臺生態中其他企業開展價值共創的互動過程，企業可以獲取優質的、多樣性的資源與能力，從而有可能提升供應鏈高適應性。首先，基于數字平臺價值共創產生的多樣化渠道能夠拓寬生態系統內個體企業知識共享活動范圍，延展知識共享寬度[15]，提升企業數據搜集的速度和分析結果的精確度。其次，基于數字平臺的價值共創為企業利用合作伙伴的創新資源提供合法路徑，節省了個體價值創造的時間、人力、資金成本。最后，數字平臺生態中的異質性主體可以降低企業創新過程的高風險，一定程度內增加企業及所在供應鏈在激烈競爭環境中的柔性能力。綜上，提出假設H2。

假設H2：價值共創在數字平臺生態嵌入對供應鏈高適應性影響中起中介作用。

1.3 跨界創業戰略導向的調節作用

基于跨界創業戰略導向的企業可以通過尋求交叉領域的潛在機會，有助于擺脫由于經驗、習慣及禁錮而導致的組織僵化，建立持續競爭優勢[16]。因此，跨界創業戰略導向較強的企業，會更主動地與數字平臺生態內的不同企業進行交流與互動，在交互過程中與其他企業開展價值共創活動的可能性更高。反之，對于跨界創業戰略導向較弱的企業，數字平臺生態嵌入對于價值共創活動的推動力大幅降低。綜上，提出假設H3。

治療前,2組卵泡刺激素及雌二醇水平無明顯差異,無統計學意義(P>0.05)。治療后,觀察組卵泡刺激素及雌二醇水平優于對照組,對比差異有統計學意義(P<0.05)。見表2:

假設H3：跨界創業戰略導向在數字平臺生態嵌入與價值共創間發揮正向調節作用。

嵌入數字平臺生態后，企業在形成利益共同體和完成價值共創的驅動下，需要切實踐行跨界創業戰略，推動跨組織合作走向深入，才能有效促進供應鏈的高適應性。因此，跨界創業戰略導向較強的企業，在參與數字平臺的價值共創活動中更愿意與不同領域、不同行業的企業開展合作，開展價值共創成功的幾率較大、獲取成果的創新性更高[17]，因而使得其市場洞察的敏感性、風險處理的靈活性、生產經營的效率性都會得到較大提升。相反，對于跨界創業戰略導向較弱的企業，由于在價值共創活動中的互動性和主動性較差，同等條件下對于機會的把握度更低和行動力更慢，降低了對行業信息的利用率、風險應對能力和經營成本的經濟性，削弱了價值共創對供應鏈高適應性的促進作用。綜上，提出假設H4和假設H5。

假設H4：跨界創業戰略導向在價值共創與供應鏈高適應性間發揮正向調節作用。

假設H5：跨界創業戰略導向正向調節價值共創在數字平臺生態嵌入與供應鏈高適應性關系間的中介作用。

研究模型見圖1。

圖1 研究模型Fig.1 research model

2 研究設計

2.1 樣本與數據收集

選取中國東北地區與東部地區的106家制造企業作為研究樣本，嵌入的數字平臺包括工業互聯網平臺、互聯網眾創平臺、在線信息交互平臺等。通過線上、線下兩種方式向樣本企業發放調查問卷，共回收問卷628份，其中有效問卷511份，問卷有效率為81.369%。

2.2 變量定義

實證分析中的變量包括被解釋變量、前置解釋變量、中介變量、調節變量和控制變量，相關變量均采用成熟量表進行測度。

被解釋變量供應鏈高適應SCH量表共有3個維度15個題項，總體Cronbach” s α為0.897；前置解釋變量數字平臺生態嵌入PEE量表共有5個題項，Cronbach” s α為0.872；中介變量價值共創VCC量表進行適當地修改后共有4個題項，Cronbach” s α為0.852(χ2/df=1.735,RMSEA=0.038,SRMR=0.010，CFI=0.998，TLI=0.995)；調節變量跨界創業戰略導向CBC量表包含4個題項，總體Cronbach” s α為0.893。

控制變量：企業年齡EA取企業的成立年限加1再取自然對數；企業規模ES取企業期末員工總數加1再取自然對數；所有權性質EO按注冊資本大于50%的注冊者信息來區分為國有企業與非國有企業，并采用啞變量衡量。

由于研究不探索供應鏈高適應的內部結構，因此，將其通過二階因子分析處理為一個整體構念。

變量描述見表1。

表1 變量描述Tab.1 variable description

2.3 驗證性因子分析和共同方法偏差檢驗

驗證性因子分析結果顯示4因子模型的各項指標均比其他模型要好，說明圖1中4個變量之間具有良好的區分效度。

為了檢驗共同方法偏差，首先采用Harman單因子檢驗分析法，對各變量測量題項進行探索性因子分析，發現未旋轉探索因子分析的第一個因子為36.543%，說明不存在嚴重的同源偏差。然后通過不可測量潛在方法因子效應控制法來檢驗共同方法偏差，在4因子模型的基礎上加入共同方法因子后，模型擬合指標未發生明顯改善，再次說明共同方法偏差對回收的數據影響不大。

2.4 信效度分析

對所有變量的一階因子采用Cronbach” s α來檢驗可靠性信度，結果顯示：各變量的Cronbach” s α均高于0.800，表明數據具有較高的信度水平。對多維度變量進行二階因子分析，此時組合信度檢驗結果顯示有變量的組合信度值均超過0.7的標準。

所有變量的平均方差提取值AVE均大于所設標準0.5，達到數據構成要求。且各變量的平均方差提取值的平方根均大于其他變量的相關系數，說明各變量的測量值具有較高的聚合效度和區分效度。

3 假設檢驗

3.1 主效應和中介效應檢驗

主效應和中介效應回歸分析見表2。模型3為主效應的基準模型，在模型3的基礎上引入自變量平臺生態嵌入，形成模型4，即為主效應模型，檢驗結果顯示，平臺生態嵌入對供應鏈高適應性具有顯著促進作用（β=0.427，p＜0.001），假設H1得到支持。

表2 主效應和中介效應回歸分析Tab.2 regression analysis of main effect and intermediary effect

模型1為中介效應的基準模型，在模型1的基礎上引入自變量平臺生態嵌入后形成模型2，檢驗結果顯示，平臺生態嵌入對價值共創具有顯著正向促進作用（β=0.427，p＜0.001）。在模型4的基礎上加入中介變量價值共創后，形成模型5，檢驗結果顯示，價值共創對供應鏈高適應性具有顯著正向促進作用（β=0.156，p＜0.01），即價值共創在平臺生態嵌入與供應鏈高適應性之間起部分中介作用。由此，假設H2初步得到支持。

為了進一步驗證假設H2，研究將運用結構方程建模的方法進行分析，結果見表3。圖1對應的結構方程模型擬合度較好(χ2/df=2.253，RMSEA=0.012，SRMR=0.021，CFI=0.984，TLI=0.981)，其中，價值共創在平臺生態嵌入對供應鏈高適應性的影響中發揮顯著的中介效應（β=0.218，p<0.01），運用拔靴法（bootstrapping method）分析可知，該中介效應95%的偏差校正置信區間為[0.072，0.343]，該區間不含有0，說明中介效應成立，最終驗證了假設H2。

表3 結構方程模型的擬合結果Tab.3 fitting results of structural equation model

3.2 調節效應檢驗

調節效應回歸檢驗結果見表4。在進行回歸檢驗前，對交互性進行了中心化處理。模型6回歸結果顯示，跨界創業戰略導向對價值共創具有顯著正向促進作用（β=0.045，p＜0.05）。

表4 調節效應檢驗Tab.4 test of regulatory effect

在模型6的基礎上加入平臺生態嵌入與跨界創業戰略導向的交互項后，形成模型7，回歸結果顯示，平臺生態嵌入與跨界創業戰略導向的交互項對價值共創具有顯著正向促進作用（β=0.112，p＜0.001），假設H3得到支持。同理，假設H4得到支持。

采用簡單斜率比較方法，通過繪制調節 效應圖以便更直觀地展現變量關系和交互效應，見圖2和圖3。

圖2 PEE對VCC的影響Fig.2 effect of PEE on VCC

圖3 VCC對SCH的影響Fig.3 impact of VCC on SCH

由圖2可知，高跨界創業戰略導向的斜率大于低跨界創業戰略導向的斜率，即跨界創業戰略導向在平臺生態嵌入與價值共創關系間起正向調節效應。由圖3可知，高跨界創業戰略導向的斜率大于低跨界創業戰略導向的斜率，即跨界創業戰略導向在價值共創與供應鏈高適應性之間起到正向調節效應。

3.3 有調節的中介效應檢驗

通過拔靴法計算有調節的中介效應，運算結果見表5。

表5 有調節的中介效應檢驗Tab.5 test of moderated mediation

跨界創業戰略導向較高時價值共創的間接效應（β=0.180，p＜0.001）與創業戰略導向較低時價值共創的間接效應（β=0.119，p＜0.001）的差異顯著（β=0.060，p＜0.001），即有調節的中介效應成立，假設H5得到支持。

4 結論與建議

基于價值共創理論，提出“平臺生態嵌入→價值共創→供應鏈高適應性”的研究模型，引入跨界創業戰略導向作為調節變量，探討企業嵌入數字平臺生態如何影響其供應鏈高適應性。嵌入數字平臺生態有助于提升企業的供應鏈高適應性；數字平臺生態嵌入通過開展高質量的價值共創活動提升企業供應鏈的高適應性；跨界創業戰略導向強化了價值共創在數字平臺生態嵌入與供應鏈高適應性之間的中介效應。

企業應根據自身在供應鏈中的地位選擇搭建或參與數字平臺生態系統，根據自身特征有選擇性地搜集所需資源。通過數字平臺生態內的交互強化合作各方的理解，助力供應鏈企業間開展高質、高效、高產的價值共創活動，在最大范圍內有效整合價值資源，構建合理、高效的供應鏈高適應性管理體系。同時，企業要在經營實踐中靈活運用跨界思維，整合企業內外部資源，積極與數字平臺生態內的合作主體開展寬領域、多層次的價值共創活動，為企業的供應鏈經營模式注入新活力、提供新方向，能夠更好地跟隨或引領市場的發展動向，提升供應鏈高適應性。

該研究盡管對數字平臺生態嵌入、價值共創、跨界創業戰略導向、供應鏈高適應性的內在機理進行了探討，對供應鏈管理領域研究做出了一定的補充，但仍存在以下不足：首先，該研究采用的是問卷調研數據，問卷在填寫過程中存在著很大的個人主觀性，有可能存在一定的測量偏差，進一步研究可以收集客觀數據作為補充。其次，數字平臺的優勢除了促進不同主體間的價值共創還包括為參與主體提供強大的數據分析功能。大數據應用能力對于供應鏈企業高效化、智能化、規范化治理均具有指導和推進作用，后續研究可探討大數據應用能力對供應鏈高適應性的影響機制。