在线合作能力建立过程的实证研究——正式化合作治理视角，本文主要内容关键词为：在线论文,视角论文,过程论文,能力论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
近几年来互联网技术和电子商务飞速发展，产品的开发周期逐渐缩短，越来越多的企业开始与合作伙伴开展基于电子商务平台的合作，通过共同创造IT使能的产品和服务来获得竞争优势[1]。在这种合作环境下，许多企业试图建立在线合作能力，以形成敏捷的价值链来快速应对客户需求的变化[2，3]。然而在基于电子商务平台的合作过程中，正式化合作治理作为一种组织间管理因素发挥着重要的作用，其可以通过规章合同保障合作的顺利进行。例如，为了实现更好的产品分销，李宁公司通过淘宝平台对网上分销商进行授权，但后来淘宝网出现了大量的假冒李宁产品，这时淘宝按照相关合同对销售假冒李宁产品的分销商进行剔除，保障了李宁公司与其它分销商的合作关系，有助于其在线合作能力的建立。因此在当前基于电子商务平台的合作环境中，企业如何建立在线合作能力，以及如何有效利用正式化合作治理来促进该能力的建立成为新的管理挑战。
早期IS领域关于IT能力的研究主要从企业资源观(RBV)出发，侧重于将资源分类来研究不同类型资源对IT能力的影响[4，5]。如Melville将资源分为IT资源和互补性组织资源两大类[6]，Bharadwaj将IT资源分为IT基础设施、IT人力资源和IT使能的无形资源并进一步研究不同类型的资源与IT能力之间的关系[7]。然而随着企业间基于电子商务平台合作的迅速发展，许多研究者意识到单组织视角下的IT能力研究已经不再适用，未来的研究重点将是组织间IT能力的建立过程。Senders的研究结果表明业务拓展方面的IT应用可以提高组织间运作协调能力，而业务探索方面的IT应用则有利于企业间的战略协调能力的提升[8]。Paulraj等采用221家制造企业的调查数据，实证研究了IT基础构架对组织间信息沟通能力以及供应链绩效的影响，结果表明IT基础构架能够促进信息沟通能力的建立，进而提高供应链绩效[9]。Choi等对韩国两大公司的139个进行持续合作的团队进行实地研究，研究结果表明，信息技术支持对团队间知识共享能力和知识应用能力均有正向的影响[10]。
通过对相关文献的总结可以看出，当前研究有助于研究者更好地理解信息技术与组织间IT能力之间的关联关系。然而，当前研究仍然局限于传统的“资源-能力-价值”研究范式，主要关注信息技术资源对能力的影响，缺乏对在线合作需求重要性的考虑，进而无法解释在线合作需求对在线合作能力的驱动作用[11]，使研究者不能深入探究在线合作能力的建立过程。另外，在企业间电子商务合作环境下，组织间管理因素起到重要的作用，这种传统研究范式中的变量关系结构一般比较简单，限制了研究者对组织间管理因素(如正式化合作治理)在在线合作能力建立过程中复杂作用机制的认知，不利于研究者对在线合作能力建立的深入探究[4]。
本研究基于电子商务流程观和交易成本经济学，深入探究在线合作能力的建立过程，分析正式化合作治理在在线合作能力建立过程中的复杂作用机制。我们首先从技术管理整合视角提出在线合作能力形成模型，随后依据202份企业调查数据，利用LISREL进行模型路径分析，发现在线合作能力(以下简称合作能力)的建立过程是以在线合作需求(以下简称合作需求)为驱动，在线合作资源(以下简称合作资源)为中介的作用过程。最后，我们利用SPSS分析了正式化合作治理对合作能力的直接作用和调节作用。本研究揭示了合作需求与组织间管理因素在在线合作能力建立过程中的作用机制，对于认知企业电子商务合作活动的规律具有重要的理论和实践意义。
理论模型与假设
1、电子商务流程观与在线合作能力
赵晶等提出的电子商务流程观从电子商务流程的作用过程去认识发生在组织、群体和个体层面的价值创新活动[11]，认为电子商务流程是人、交互信息流和商务活动的集合。不同于传统的面向功能的流程，它面向商务活动的参与对象(如核心企业、代理商、供应商)，源于参与对象对互联网信息交互的需求，利用网络信息的流动性来实现企业间信息共享及合作活动[13]。电子商务流程观将发生在组织、群体和个体层面的各种电子商务活动视为网络信息流与参与者之间的交互过程，认为电子商务流程是为满足参与者的信息交互需求而产生的信息与活动嵌套的新型商务流程，最终实现参与者的预期愿望与目的[11，12]。
本文基于电子商务流程观，将在线合作能力定义为以交互信息流为载体，企业通过信息共享实现流程合作和知识分享的能力[11]。作为一种基于流程的电子商务能力，其反映了企业在电子商务流程中整合利用IT资源并实现价值创新的水平[11]。电子商务流程观认为在线合作能力根植于流程，反映了流程的作用特点，其可以实现组织资源的利用和转化并协调合作伙伴关系[11]。此外，在线合作能力具有独特的嵌入性，使得它不容易在组织间进行转移，企业渴望得到这种能力来促进企业已有的其它资源发挥效用[14]。根据电子商务流程观可知，电子商务流程的最终目标是满足参与者需求，因此企业开展基于电子商务平台的合作时，将合作需求作为电子商务活动的重要驱动因素能够为这种新型商务活动的执行提供方向性的指导，企业只有明确了合作需求，才能避免盲目投资IT，从而有针对性地对相关资源进行配置和整合，进而获得建立合作能力所需要的合作资源。Kohli和Grover在总结当前IT价值研究的局限性时指出，要关注企业构建能力前的商务需求，先前研究强调IT投资产生能力与价值，其不足之处在于，仅仅关注IT资源优势带来的机会而忽略企业商务需求，阻碍了企业正确运用IT构建所需的商务能力[4]。他们也建议企业应首先明确执行某项商务活动所需要的能力，然后再选择合适的IT和组织资源整合来构建该能力[4]。因此，基于电子商务流程观，本研究能够全面分析合作需求影响合作资源形成进而驱动合作能力建立的过程，有利于对在线合作能力建立的深入探究。
2、交易成本经济学与正式化合作治理
以Williamson为代表的交易成本经济学(TCE)主要研究不同治理机制下的交易成本变化，是分析组织间治理时使用的主要理论观点，其引入治理机制的最初目的是控制贸易伙伴间的机会主义[15]。TCE最常用的组织间治理机制有正式化合作治理和关系治理，而本文主要关注正式化合作治理(如书面合同和规章等)在在线合作能力形成过程中的作用机制。Williamson认为正式化合作治理是抑制交易过程中机会主义的重要管理手段[16]，Macneil认为正式化合作治理是引导行为走向期望目标的书面合同或管理机制[17]。根据Goo和Hoetker的观点[18，19]，我们将正式化合作治理定义为通过合同和规则来规范双方电子商务合作的管理协调活动。
企业在进行电子商务合作的过程中，良好的合作关系能够促进企业间信息交换和协同，有利于实现企业与合作伙伴的双赢。宋喜凤等利用279份IT外包企业的调查数据进行实证研究，结果表明较好的关系质量不仅能够直接影响外包绩效，还可以通过促进企业间信息共享来间接提高外包绩效[20]。冯长利等的研究结果也表明，较高的合作水平将通过提高信息共享意愿来促进企业间的信息共享21]。然而，机会主义的存在往往会破坏企业间合作关系，影响企业间的信息交换和协同。而正式的书面合同和规章制度能够有效抑制合作过程中的机会主义，有利于企业间合作效果。目前已经有许多研究验证了正式化合作治理对企业间合作效果和绩效的影响，Rai等对215家德国银行的335个商务流程外包(BPO)项目进行实证研究，研究结果表明正式化合作治理的三个因素对BPO满意度均具有正向的影响[22]。Steven等利用77个中国中小型企业的83个软件外包项目数据进行实证研究，结果发现合同治理可以促进外包的成功，并且在技术不确定性情况下，只有合同治理对外包成功有显著影响[23]。Wang等基于144家制造型企业的调查数据实证研究结果表明，正式化合作治理是促进买方生产目标实现的重要因素[24]。裴学亮等从环境不确定性视角出发的研究结果表明，依赖于正式合同的供应链协调对供应链绩效有正向的影响[25]。
虽然在线合作能力对企业间电子商务合作有重要的作用，但通过对相关文献的总结我们发现，目前大多数研究关注于正式化合作治理对合作效果及绩效等的影响，缺乏正式化合作治理影响在线合作能力的相关研究，阻碍了研究者对企业电子商务合作规律的深入认知。当今基于电子商务平台的合作环境下，企业绩效不是直接产生于IT投资，而是产生于IT相关资源与管理因素的交互所创造的价值[26]，在此基础上结合当前研究所提供的有关正式化合作治理的研究思路，本文能够全面分析正式化合作治理在在线合作能力建立过程中的作用机制(包括直接作用和调节作用)，有利于对在线合作能力建立的深入探究。
3、研究模型
本文基于电子商务流程观和TCE，探究影响在线合作能力形成的各种因素之间的关系及作用特征。参考赵晶等构建的“电子商务价值创造模型”[11]，加入管理因素的变量，从技术和管理整合视角构建在线合作能力形成模型(见图1)，它包括合作需求、合作资源、合作能力和正式化合作治理四个维度的变量和指标，探究在线合作能力的建立过程，分析正式化合作治理在合作资源→合作能力过程中的直接作用和调节作用。此外，本研究针对可能存在的干扰因素对结果的鲁棒性进行检验[5]。研究模型变量解释见表1。
4、理论假设
依据理论基础，本文从两个层面提出假设：A.对在线合作能力的建立过程的假设，包括合作需求对合作能力的驱动作用(H1、H2)以及合作资源的中介作用(H3)。B.对正式化合作治理在合作能力建立过程中复杂作用的假设(H4、H5)。
图1 在线合作能力形成模型
(1)在线合作能力建立过程的假设
由电子商务流程观可知，企业在建立电子商务能力之前需要对合作需求进行界定，明确合作需求之后，企业将实现优势资源的集中规划和配置[11]，即利用IS集成帮助企业将优势资源整合到流程中，形成在线合作资源。由此可知，更加明确的合作需求将促进合作资源的形成。于是得到假设H1：
H1：在线合作需求对在线合作资源的形成具有正向影响。
企业拥有了在线合作资源后，就获得了建立在线合作能力的物质基础。RBV认为，有价值的、稀缺的、难以模仿的、不可替代的资源将有助于企业获得核心能力[29]。据此我们认为，在线合作资源(如信息系统与商务资源的有效耦合)作为难以模仿的、异质的资源，将有助于企业建立在线合作能力[23]。于是得到假设H2：
H2：在线合作资源的形成对在线合作能力的建立具有正向影响。
另外，本文进一步探索合作资源在合作能力建立过程中的中介作用，认为只有在需求的驱动作用下，企业才能准确地对相关资源进行配置整合来形成合作资源[11]，而合作资源又是建立合作能力的物质前提。例如，中恒集团为了满足与供应商的合作需求，通过组织内、外部系统集成建立了在线库存信息共享平台(在线合作资源)，通过此平台实现了与供应商的库存信息共享(在线合作能力)。因此提出假设H3：
H3：在线合作需求驱动在线合作能力建立的过程中，在线合作资源起到中介作用。
(2)在线合作能力建立过程中正式化合作治理复杂作用的假设
根据TCE的有关思想，正式化合作治理可以有效抑制合作过程中的机会主义，保障企业间合作关系，有利于合作绩效和互补性能力的产生[20，21]。在传统合作环境中，合作关系的破裂将导致企业较大的损失，因此正式化合作治理作为合作中不可缺少的一部分，其本身对能力和绩效的产生有显著的影响[21]。而在基于电子商务平台的合作中，虽然电子商务平台的应用降低了合作成本，但由于企业对利益最大化的追求，正式化合作治理仍然对合作能力的建立有重要的影响。于是有假设H4：
H4：正式化合作治理对在线合作能力的建立有正向直接影响。
企业电子商务合作环境下，书面合同和规章的制定有利于保障组织间合作关系的顺利进行，电子商务平台与合作资源的利用率也因此增加，这使得已有的在线合作资源发挥更大的作用。此外，Clemons指出，e合作中管理因素往往通过与IT相关资源的交互来影响合作能力和绩效的产生，较高的管理水平将有利于企业对资源的整合利用[26]。因此本研究立足于基于电子商务平台的合作，认为正式化合作治理水平越高，合作资源对合作能力的正向影响就越大。基于以上的分析，我们提出假设H5：
H5：正式化合作治理对合作资源影响合作能力的过程起到正向调节作用。
1、模型变量及指标
本研究基于项目组前期的理论和实证结果设计了在线合作能力调查问卷。问卷分为两大部分：第一部分为企业的基本信息，包括受访者的职位和学历、企业员工数、IT应用时间长度、企业属性等。第二部分主要利用四个变量对合作需求、合作资源、合作能力以及正式化合作治理进行测量。问卷所有题项采用Likert 5点量表测量，选“1”代表“非常不同意”，选“5”表示“非常同意”，变量和指标见表2。另外，对于两个控制变量，我们利用企业IT应用时间长度来衡量IT应用经验，同时利用企业正式员工数量来衡量企业规模[30]。
2、调查方法
问卷调查对象为中国制造型企业，针对上游采购和下游订购流程。项目组在中国电子商务协会、武汉市经贸委等部门配合下，采用典型抽样法，通过电话、传真、E-mail、访谈等形式进行问卷调查。我们向全国18个省(市)中信息化程度较高的企业发放问卷600份，问卷均要求企业经理或企业信息化部门负责人填写。最终回收问卷240份，回收率40%。经过多次筛选，有202份问卷有效，占总回收问卷数的84%。
3、研究样本
本研究的样本企业遍布于全国各个地区，但主要集中于华东、华中、华北和华南地区，占企业总数的92.4%，样本涵盖发达地区和欠发达地区，其结构可以很好地代表全国各地区制造行业的企业间电子商务发展水平。企业制造的产品领域覆盖面广，涉及电子设备、石油加工、电器机械、食品和化工等国民经济制造行业的多个重要领域。
1、效度和信度分析
在进行实证研究之前，我们对量表中各个变量的效度和信度进行检验，首先通过因子分析对变量的结构效度(Construct Validity)进行检验，然后利用Cronbach's α系数和组合信度(CR)对问卷的信度进行检验。
首先，我们使用SPSS进行探索性因子分析(EFA)，抽取了合作需求、合作资源、合作能力、正式化合作治理4个变量(见表3)，KMO统计量为0.900，Bartlett检验在0.001显著性水平下通过检验，累计方差解释率达到74.73%，整个因子结构清晰，初步符合效度的基本标准。
在探索性因子分析的基础上，我们使用LISREL进行验证性因子分析(CFA)，模型拟合指数分别为
/df=2.07(1-3之间为宜)，RMSEA=0.07(小于0.08为宜)，GFI=0.91(大于0.9为宜)，NFI=0.97(大于0.9为宜)，CFI=0.98(大于0.9为宜)，说明模型具有较好的拟合度。由表4可知CFA中各拟合参数达到要求。经过检验，所有因子负载都大于0.68并显著(p＜0.001)(见表4)且AVE值均大于0.5，由此体现了较好的内敛效度。另外，根据Hair等[32]的建议，我们进一步通过平均方差萃取值(AVE)的平方根来考察模型的判别效度。由表5所示，所有AVE的平方根均高于交叉变量的相关系数，符合判别效度的要求[33，34]。
另外，我们利用SPSS对问卷进行信度检验(见表5)，结果发现Cronbach's α系数均大于0.80，通过计算我们得知每个因子的组合信度(CR)均大于0.83。以上分析表明本研究量表的信度达到较高水平。
2、模型验证
本文首先使用LISREL结构方程完成对模型整体结构和路径的验证。在此基础上利用SPSS分析正式化合作治理在合作能力建立过程中的直接作用和调节作用，最后对结果的鲁棒性进行了检验。
(1)模型路径分析
本文利用LISREL结构方程进行模型路径分析，首先得到模型拟合指数分别为/df=2.33(1-3之间为宜)，RMSEA=0.07(小于0.08为宜)，GFI=0.94(大于0.9为宜)，NFI=0.97(大于0.9为宜)，CFI=0.98(大于0.9为宜)，说明模型具有较好的拟合度，随后得到模型的路径系数和
值。其中，路径系数可以反映潜变量之间的关系和影响程度，值表示自变量对因变量的解释程度。路径分析的路径系数和值如图2所示，模型的拟合参数见表4。
图2 结构方程路径图
本研究采用Preacher和Hayes设计的SPSSMARO脚本，结合温忠麟提出的中介效应检验程序[35]对在线合作资源的中介效应进行检验。结果显示，合作需求→合作资源、合作资源→合作能力以及合作需求→合作能力三个路径系数均显著(p＜0.001)，证明合作资源在合作需求驱动合作能力的过程中起到中介作用，且中介效应(β=0.44)大于合作需求对合作能力的直接效应(β=0.37)，中介效应占总效应的31.8%。
(2)正式化合作治理作用机制的分析
在模型路径分析的基础上，我们利用SPSS验证正式化合作治理的直接作用并重点分析其调节作用。首先我们分别计算四个变量(合作需求、合作资源、合作能力、正式化合作治理)的均值并对合作资源和正式化合作治理进行中心化处理，然后构造一个交互项(合作资源×正式化合作治理)。利用OLS回归，首先放入自变量(模型1)，随后加入调节变量(模型2)，最后加入交互项(模型3)[36]。通过此方法可以很好地检验自变量、因变量及调节变量之间的关系，并且由于对合作资源和正式化合作治理进行了中心化处理，在第三步不会产生严重的多重共线性问题[37]。
由回归分析结果(见表6)可以看出，各个模型的解释变量对因变量的解释程度较高(＞0.30)[38]。另外，模型的D-W检验值都趋近于2，说明解释变量的残差间不存在自相关，三个模型的最大VIF值为1.37，说明不存在多重共线性问题。综上可知，回归模型具有较好的总体解释效果。我们从模型3可以看出，正式化合作治理(β=0.39)以及交互项(β=0.13)都对合作能力具有显著的正向影响(p＜0.001)，说明正式化合作治理在合作能力的建立过程中发挥了正向的直接作用和调节作用。我们进一步分析正式化合作治理的调节效应强度(Effect size)发现，从主效应模型的0.34提高到调节效应模型的0.46，△为0.12。经计算
=0.22，不仅在0.01的显著性水平下通过检验，而且达到中等作用水平[39]，这说明加入正式化合作治理这个变量的调节效应是显著的。
(3)鲁棒性检验
我们针对研究过程中可能存在的干扰因素来检查结果的鲁棒性，首先，IT应用经验和企业规模可能会对结果产生影响。因此我们在原有模型的基础上纳入IT应用经验和企业规模进行OLS回归，得到的结论与我们之前的结论一致，体现了样本结果的鲁棒性。
进一步，本研究采用Lindell和Whitney提出的标签变量检验法(Marker Variable Test)[40]来检验4个主观变量的共同方法偏差。我们选择“企业属性”这个在本模型中未出现的变量作为标签变量，与其它4个变量进行相关分析。结果表明，该变量与其它4个变量都不存在显著的相关性(p＞0.05)。因此，本研究中不存在显著的共同方法偏差。
最后，我们通过独立样本T检验(Independent-Samples T Test)对问卷回答偏差进行检验，结果表明企业经理与信息化部门负责人的回答没有显著差异(p＞0.05)。
讨论与启示
本部分主要从两个方面对实证研究结果进行讨论：A.在线合作能力的建立过程(H1、H2和H3)；B.正式化合作治理的直接作用和调节作用(H4和H5)。
(1)在线合作能力的建立过程
本研究利用LISREL对模型路径进行分析。结果显示，在合作需求→合作资源→合作能力作用过程中，两条路径的路径系数分别为0.77和0.44且都显著(p＜0.001)，分别是0.59和0.50，表明模型具有较高的解释水平[38]。此外，经过检验，合作资源在合作能力建立过程中起到部分中介作用，因此假设H1、H2、H3成立。这说明合作需求对合作能力的驱动过程是：在线合作需求促进电子商务流程中相关资源的配置和整合，形成在线合作资源，而在线合作资源的形成将促进在线合作能力的建立。
传统的研究基于传统的“资源-能力-价值”研究范式[4]，着重从IT投资优势来考虑IT能力的建立[8，10]，而本研究作为对先前研究的进一步延伸，考虑了合作需求在合作能力建立过程中的重要性，明确解释了合作需求对合作能力的驱动作用，使今后的研究者可以更加深入地探究在线合作能力的建立过程。
(2)正式化合作治理的直接作用和调节作用
本研究运用SPSS验证了正式化合作治理的直接作用并重点分析其调节作用。从表6的模型3可以看出，正式化合作治理(β=0.39，p＜0.001)以及交互项(β=0.13，p＜0.05)对合作能力均有显著的正向作用，证明正式化合作治理对合作能力的建立有正向影响并且对合作资源影响合作能力的过程起到正向的调节作用，因此假设H4、H5成立。此发现阐明了正式化合作治理对在线合作能力的作用机制，弥补了传统“资源-能力-价值”研究范式的不足，使今后的研究者在研究在线合作能力的建立过程时能够深入分析管理因素的复杂作用，进而可以更全面地研究在线合作能力的建立过程。另外，先前基于TCE的研究往往关注正式化合作治理对绩效、合作效果等的影响，作为对先前研究的完善，本研究立足基于电子商务平台的合作背景，全面探究了正式化合作治理在在线合作能力建立过程中的作用机制，这同时也为今后正式化合作治理的相关研究拓宽了思路。
为了更加直观地观察正式化合作治理的正向调节作用，我们根据Hoffman提出的方法绘制了交互效应图[41](见图3)。图中高、低正式化合作治理水平分别为正式化合作治理的均值加、减两倍的标准差。通过交互效应图我们可以看出，在高正式化合作治理水平下的直线斜率远大于低正式化合作治理水平下的直线斜率，说明较高的正式化合作治理水平将促进企业对合作资源的利用，进而使合作资源在合作能力的建立过程中发挥更大的作用。
高正式化合作治理水平
低正式化合作治理水平
图3 高、低正式化合作治理水平交互效应图
本结论可以使研究者对基于电子商务平台合作环境下正式化合作治理的作用有一个更全面的认识，在今后研究中能够更好地分析管理因素对合作能力建立的影响，有利于深入探究在线合作能力的建立过程。
2、管理启示
本研究主要为企业带来两点管理启示：
首先，本文的研究结果表明，在线合作能力的形成过程由合作需求驱动，而合作资源在整个过程中起到部分中介的作用。这一结论也与IBM公司的Kephart在分析新时代背景下企业IT应用时的看法相一致，他认为当今是需求驱动IT的时代，在商务需求下通过获取或重构IT系统资源来建立独特的IT使能的商务能力是企业成功的关键。因此我们给企业的建议是，在开展基于电子商务平台的合作之前，企业应首先反复评估和界定自身业务需求、成本预算和资源状况，明确实现合作所需要的能力，然后根据自身需求进行有针对性的资源配置和整合(如相应的电子商务平台建设和人力资源培训)，进而为在线合作能力的建立提供重要的物质基础。以上述过程构建在线合作能力能够帮助互联网时代下的企业避免因盲目开展电子商务而造成的资金浪费，是企业间实现有效合作的一个必要途径。
另外，本研究结论指出正式化合作治理不但能够直接影响在线合作能力的建立，还能够通过增强在线合作资源的作用来促进在线合作能力的建立。正式化合作治理是企业间基于电子商务平台合作过程中不可缺少的一种管理协调因素，它可以有效抑制机会主义的产生，为企业间合作的成功提供保障。谢洪明等指出正式化合作治理能够影响企业组织架构，加强部门的专门化水平，提高企业电子商务实施成功率[42]。根据本研究结论，我们给企业的建议是，企业在开展基于电子商务平台合作的过程中应提高对书面合同和规章的重视度，与合作伙伴制定详细的书面规章合同，定期与合作伙伴进行交流，不断对规章合同进行完善，并加强与合作伙伴共同监督和控制，保证这些规章合同的顺利执行。此外，当企业与伙伴间正式化合作治理程度较高时，企业可以考虑通过增加对电子商务平台的投资来强化在线合作资源的建设，从而更加有效地促进在线合作能力的建立。
本文基于电子商务流程观和TCE，从技术和管理整合视角建立了在线合作能力形成模型，利用结构方程对模型相关假设进行验证，得到以下两个主要结论：首先，在线合作需求对在线合作能力的建立起到重要的驱动作用，而在线合作资源又在其中起到中介作用。即在线合作需求可以通过指导相关资源配置和整合来更有效地形成在线合作资源，而在线合作资源的形成将促进在线合作能力的建立。其次，正式化合作治理在在线合作能力建立过程中具有复杂的作用，包括其对在线合作能力的直接正向影响以及其对在线合作资源影响在线合作能力过程的正向调节作用。
研究的理论和实践意义总结如下：首先，本研究的思路突破了传统的“资源-能力-价值”研究范式，基于电子商务流程观证明了在线合作能力的建立是由在线合作需求作为驱动并由在线合作资源作为中介的过程，对于企业IT投资优化具有重要的实践指导意义。其次，研究基于TCE揭示了管理因素(正式化合作治理)在在线合作能力的构建过程中的复杂作用机制，对企业深入开展基于电子商务平台的合作具有重要的实践意义。
本研究也存在一定的局限性。主要是研究样本来自中国制造型企业，虽然来源于制造型企业的样本可以很好地反映该产业基于电子商务平台合作的特征，但实践中不能忽视行业特征对组织间电子商务实施的影响，本研究结论是否适合于其它产业(如服务业)还需要进一步的研究和论证。
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