服務外包對中國制造業生產率的影響機制探討①

李艷華 葛丹丹

(山東大學經濟學院,山東 濟南 250100)

服務外包對中國制造業生產率的影響機制探討①

李艷華 葛丹丹

(山東大學經濟學院,山東 濟南 250100)

本文運用中國制造業 1996-2007年的數據,采用中介效應檢驗程序,引用交易成本、生產制造成本和技術創新為中介變量,探討了服務外包對中國制造業生產率的影響以及這種影響的內部機理。研究結果表明:一、服務外包有利于制造業生產率的提高,但是這種推動作用比較小;二、服務外包有利于交易成本的降低,生產制造成本的中介效應卻是負的,技術創新的中介效應較小或者不顯著。

服務外包;制造業生產率;制造成本;交易成本;技術創新

一、引言

郎咸平曾經講過一個傳統的服裝行業在現代服務業的支撐下提高國際競爭力的故事:目前世界上大約有 28%的服裝屬于尖端服裝,一件新款服飾晚一天銷售要貶值 7%,早 10天賣可以節省 7%的成本,同時還可以增加 13%的利潤。由此可以看出為減少服裝上市的前導 (從設計到銷售)時間,用最快的速度將流行的成衣推向市場,已成為服裝生產商的占優策略,這需要大量服裝設計和現代物流業的專業協作。

當今世界科技迅猛發展,市場競爭日趨激烈,顧客個性化需求不斷增加,企業面對的是一個變化迅速且無法預測的買方市場。傳統企業出于管理和控制上的需要,對為其提供原材料采購、人力資源管理、產品分銷等服務的其他企業采取的投資自建、投資控股或兼并等縱向一體化戰略已無法快速敏捷地響應市場需求;越來越多的企業傾向于收縮活動范圍,將生產性服務業外部化,實行服務外包,這樣制造業就能從自身不擅長的業務中解脫出來,把主要力量集中在企業優勢項目的生產制造上,旨在提高其生產效率。

當前我國制造業也緊跟了世界服務外包的步伐,但是發展也只能循序漸進,我國服務外包業依然存在規模較小、質量較差、發展滯后等問題。本文通過實證分析,試圖回答兩個主要問題:一、我國制造業企業的服務外包是否能夠促進其勞動生產率的提升,以及這種促進作用有多大;二、服務外包影響制造業生產率的內部機制是什么,即通過引入制造成本、交易成本和技術創新三個中介變量研究服務外包如何通過中介效應來影響制造業的生產率,以期發現我國服務外包發展的癥結之處,為我國制造業服務外包發展尋找合適的著力點,促進制造業生產率的進一步提高。

二、文獻回顧和研究假設

制造企業將原本自建自控的服務部門外包出去會給企業的生產率帶來怎樣的影響?國外學者對此進行了大量的實證研究,大部分實證研究表明服務外包有利于企業生產率的提高,Thijs ten Raa與 Edward N.Wolf通過數據分析對 1977-1987年美國制造業生產率恢復增長的原因進行了探討,實證表明制造企業將其相對無效率的服務環節外包出去,專注于提高自身核心競爭力,將會帶來制造業生產率的提高。①Thijs ten Raa,EdwardN.Wolf.Outsourcingof Services and The ProductivityRecovery inU.S.Manufactuing in the 1980s and 1990s[J].Jour2 nal of ProductivityAnalysis,2001,16:149-165.我國學者對制造業服務外包生產率效應的研究相對較少,徐毅、張二震使用投入產出表的數據,以我國 35個工業行業為研究對象,檢驗了外包對全員勞動生產率的影響,結果表明,企業把原本自制的但屬于其他產業的中間投入品外包出去,將會提高企業的勞動生產率。①徐毅、張二震:《外包與生產率:基于工業行業數據的經驗研究》,《經濟研究》2008年第 1期。

基于以上研究,本文提出如下假設:

假設Ⅰ:服務外包可以提高制造業企業的生產率。

服務外包對制造業生產率的影響機制或者影響途徑的量化是進一步研究的方向。②唐玲、劉海云:《外包生產率效應的研究評述》,《國際經貿探索》2009年第 11期。在上述假設的基礎上,我們希望能夠深入內部的影響機制來作進一步探討。

亞當·斯密的勞動分工理論認為勞動分工能夠提高勞動者的熟練程度,節省工作轉移時間,降低勞動的復雜性,繼而提高生產效率。由于專業服務機構經驗豐富,并且存在外部競爭壓力,所以收費較低;制造企業將一些原來屬于企業內部的職能部門轉移出去,或者取消使用原來由企業內部所提供的服務,轉向使用企業外部這些更加專業化的服務機構所提供的服務,不僅節省了費用,更重要的是制造企業也能將有限資源集中于其優勢環節的生產上,優化資源配置,終將帶來企業生產制造成本的降低,提高生產率。

基于以上理論,提出如下假設:

假設Ⅱ:服務外包的出現,使得社會生產的專業化分工程度加深,進而降低制造業企業制造成本,提高其生產率。

與生產制造環節相比,服務具有產出的無形性、生產消費的同步性、生產結果的非儲蓄性等特征,并且提供服務的人力資本具有主觀能動性,其努力程度難以把握,產出結果難以衡量。對這種服務形式的需求如果通過市場合約形式來解決,必然帶來由于監督成本的高昂所引起的交易成本的大幅上漲;但若采用企業合約形式,由于激勵不足或是對高水平人才的培養成本較高等原因,也會使組織成本高昂。而服務外包是人力資本市場合約和勞務活動企業合約的統一,兼取兩種合約的優勢。③江小娟等:《服務全球化與服務外包:現狀、趨勢及理論分析》,北京:人民出版社 2008年版,第 121頁。根據W illiamson的觀點,外包能夠降低交易成本的本源就在于外包這種企業活動的重復性、長期性和合作性。④W illiamson,O.E.Transaction-cost Economics:The Governance of Contractual Relations[J].Journal ofLaw and Economics,1975,(22):230-256.

基于以上理論,提出如下假設:

假設Ⅲ:服務外包使得外包提供商和制造企業形成相對穩定的“客戶 -供應商”關系,可以很大程度上減少由交易不確定性所帶來的交易成本的上升,以此也會對制造業生產率產生影響。

波特的價值鏈理論認為,企業競爭優勢的關鍵就是將資源配置于能創造較高價值的戰略環節。面對市場和外部環境的不確定性,制造業企業通過生產性服務業外包的方式分散風險,降低服務成本的投入,增強企業的靈活性,并努力地進行技術創新,促進技術的專業化和精細化,從而提高技術創新的效率,增加了創造較高價值的途徑。Alan MacPherson通過對紐約 400家制造業企業的調查發現,制造業企業能否不斷將新產品成功推向市場,提高企業的競爭力,在一定程度上取決于該企業對非核心服務的外包程度。⑤A lan M.The role ofproducer service out sourcing in the innovation performance ofNew York state manufacturing firms[J].Annalsof theAssoci2 ation ofAmerican Geographers,1997,87(1):52-71.

基于以上理論,提出如下假設:

假設Ⅳ:制造業的服務外包有利于行業技術創新,最終能夠提高制造業的生產率。

以上假設Ⅰ是針對服務外包生產率效應而提出的假定,假設Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ是對影響機理的探討所進行的假定。在以下實證部分,我們采用溫忠麟等提出的中介效應檢驗程序⑥溫忠麟、張雷等:《中介效應檢驗程序及其應用》,《心理學報》2004年第 5期。,不僅檢驗服務外包對我國制造業生產率的影響效應,同時在此基礎上對這種影響的內部機制進行探討。

三、研究方法和數據的選取

(一 )研究方法

中介變量是自變量對因變量發生影響的中介,它主要代表一種內部機制,通過這種內部機制自變量對因變量起作用。例如在考慮自變量 X對因變量 Y的影響時,如果 X通過變量M來影響 Y,則稱M為中介變量。假設所有變量都已經中心化 (即均值為零),當M是唯一的中介變量時,三個變量之間的關系用下列方程和路徑圖來描述。

說明:c是 X對 Y的總效應,并且影響顯著;c′是直接效應;ab是經過中介變量M的間接效應,也是中介效應;e1、e2、e3是誤差項。

根據下圖所示的中介效應檢驗程序,采用強迫進入法分三步回歸分析總效應、直接效應和間接效應的大小:第一步,X對 Y回歸,檢驗影響是否顯著;第二步,在影響顯著的情況下,以M為因變量、X為自變量進行回歸分析;第三步,以 Y為因變量、X和M為自變量進行回歸分析。如果在第二步 X前面的回歸系數和第三步中M的回歸系數都顯著,那么中介效應顯著,特別當第三步中 X前面的系數不再顯著,則完全中介效應顯著;如果至少其中一個系數不顯著,還需要進一步做 Sobel①這 是 Sobel根據一階 Taylor展式得到的近似公式,分別是 a和 b的估計值,Sa、Sb分別是 a和 b估值對應的標準誤,檢驗原假設 H0∶ab=0,即檢驗統計量 z=a^b^/Sab與 0.05顯著水平的臨界值相比。檢驗確認M是否是 X與 Y關系的中介變量。分析表明,通過該程序得出的檢驗結果,第一類錯誤和第二類錯誤的概率都比較小。

中介效應檢驗程序

(二 )數據的選取

鑒于數據的可獲得性以及我國制造業服務外包發展較晚,本文選用 1996-2007年的數據為分析對象,結合上述研究方法,將數據選取說明如下:

1.因變量 Y

為了能夠客觀度量中國制造業的生產率水平,本文選取制造業 28個細分行業 (根據國家統計局公布的兩位數分類法,分類號從 13到 41的細分行業)②包 括食品加工業,食品制造業,飲料制造業,煙草制品業,紡織業,紡織服裝、鞋、帽制造業,皮革、毛皮、羽毛 (絨)及其制品業,木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業,家具制造業,造紙及紙制品業,印刷業和記錄媒體的復制,文教體育用品制造業,石油加工、煉焦及核燃料加工業,化學原料及化學制品制造業,醫藥制造業,化學纖維制造業,橡膠制品業,塑料制品業,非金屬礦物制品業,黑色金屬冶煉及壓延加工業,有色金屬冶煉及壓延加工業,金屬制品業,通用設備制造業,專用設備制造業,交通運輸設備制造業,電氣機械及器材制造業,通信設備、計算機及其他電子設備制造,儀器儀表及文化、辦公用機械制造業。作為分析對象,由于統計口徑中缺乏對全行業經濟指標的記載,本文將全部國有及規模以上非國有制造業企業的勞動生產率 (行業增加值 /職工人數)作為因變量,數據由歷年《中國工業經濟統計年鑒》整理獲得。

2.自變量 X

由于難于全面獲取歷年行業服務外包的數據,考慮到從組織形式上看,服務外包是生產性服務業形成與發展的主要模式③原毅軍、劉浩:《制造業的服務外包與技術創新效率的提升》,《大連理工大學學報》2007年第 12期。,本文就是以這種模式為研究對象,分析外包后的生產性服務業對制造業的生產率會產生怎樣的影響。學術界對生產性服務業的界定沒有達成一致,根據數據的可得性,本文選擇交通運輸倉儲和郵政業、金融業、科學研究和綜合技術服務業以及房地產業四個行業代表生產性服務業。這四個行業的增加值及其總和分別代表四個生產性服務部門和整個生產性服務業的發展水平。數據來源于歷年《中國統計年鑒》。

需要說明的是,生產性服務業的服務對象不僅僅是制造業部門,也包括其他的生產性服務部門和個人,同時此處生產性服務的外延的設定本身也將一些消費性服務納入進來。因此,以這些指標作為自變量構建的模型,對分析結果難免會造成偏差,但是由于本文分析的是服務外包對制造業生產率提高的影響,相信這種偏差不會影響分析的導向性。

3.中介變量M

針對上述假設Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ,本文將交易成本、制造成本和技術創新作為模型的中介變量。

交易成本和制造成本的度量是本文數據選取的難點,雖然作者努力盡可能準確地去刻畫它們,但由于受到目前行業統計數據的局限,只能選取并不嚴格等同于它們的替代變量來分析。主營業務成本是指企業已銷售的產成品、自制半成品和工業性勞務等的生產成本。營業費用是用來核算工業企業在產品銷售階段所發生的各種費用,包括運輸費、包裝費、廣告費、保險費等。因此,本文選擇制造業單位產品增加值所帶來的主營業務成本增加來度量制造業行業的生產制造成本,選用單位產品增加值所帶來的營業費用增加來度量制造業的交易成本。①馮泰文:《生產性服務業的發展對制造業效率的影響》,《數量經濟技術經濟研究》2009年第 3期。數據來源于華通數據庫。

技術創新能力的測度也比較困難,在創新型企業和組織的技術創新能力研究領域至今還沒有一個能夠較全面反映技術創新能力構成、得到廣泛認可、實踐上行之有效的研究方法和測度工具。②官建成、史曉敏:《技術創新能力和創新績效關系研究》,《中國機械工程》2008年第 16期。本文選用 R&D人員投入和研發經費投入作為衡量技術創新投入的指標,選用新產品銷售額、專利申請數量作為衡量技術創新產出的指標,利用DEA方法計算的歷年制造業工業企業技術創新效率作為衡量技術創新能力的指標。數據由歷年《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》整理得到。

四、檢驗結果和分析

(一)分別以生產性服務業、交通運輸倉儲和郵政業、金融業、科學研究和綜合技術服務業和房地產業增加值為自變量,以制造業 28個行業全員勞動生產率為因變量進行回歸分析 (第一步回歸)。從回歸結果的第一步數值發現除金融業外回歸結果都在 1%的水平下顯著,金融業的回歸系數在 5%的水平下顯著,并且它們的回歸系數都為正,這說明服務外包的發展有利于制造業生產率的提升,但是這種提升作用還較弱,驗證了我們假設Ⅰ的正確性,該結果還表明可以進行下一步的中介效應檢驗。

(二)從營業費用在服務外包對制造業生產率影響中的中介效應檢驗結果中可以看出:第二步中的回歸系數都為負,并且在 5%的水平內都顯著,說明服務外包的發展有利于營業費用的減少;在第三步,回歸方程加入交易成本這個變量后,營業費用和各生產性服務部門前面的回歸系數仍然顯著,說明交易成本在生產性服務業對制造業生產率提升中起著部分中介效用,并且服務外包的發展有利于交易成本的降低,驗證了我們假設Ⅱ的正確性。

從數值上看,營業費用在生產性服務業對制造業生產率作用的中介效應與總效應的比值為 0.3488,這說明交易成本能夠解釋生產性服務業對制造業生產率提升作用的34.88%。各細分生產性服務部門交通運輸倉儲和郵政業、金融業、科學研究和綜合技術服務業以及房地產業對制造業生產率提升作用的解釋程度分別有 34.43%、54.29%、23.33%和 10.51%,說明生產性服務業通過交易成本對制造業效率有較大間接正作用,這一定程度上實現了制造企業進行服務外包的初衷。

(三)從主營業務成本在服務外包對制造業生產率影響中的中介效應檢驗結果中可以看出:第二步中的回歸系數都為正,并且除科學研究和綜合技術服務業外在 10%的水平內都顯著,說明服務外包的發展使得制造業的主營業務成本增加;在第三步,回歸方程加入制造成本這個變量后,除科學研究和綜合技術服務業及金融業外各主營業務成本和生產性服務部門前面的回歸系數仍然顯著,說明制造成本在生產性服務業對制造業生產率提高中起著部分中介效用,但是服務外包的發展卻使得制造成本增加,不利于制造業生產率的提高,這和我們的假設Ⅲ相悖。究其原因,首先與相對低效的生產性服務水平有關,我國的生產性服務部門大部分屬于壟斷行業,存在較高的進入壁壘,抑制了該行業良好的競爭機制的形成;同時,這些生產性服務企業規模普遍偏小,不能形成規模經濟,服務成本相對較高,影響了專業化分工優勢的發揮;其次,是因為我國服務外包業處于起步階段,進行服務外包的制造企業并未很好地進行資源整合,著力發展其有競爭優勢的生產環節,卻步入發展的盲點。

(四)從技術創新在服務外包對制造業生產率影響中的中介效應檢驗結果中可以看出:第二步中生產性服務業的系數雖都為正,但卻只有生產性服務業整體、科學研究和綜合技術服務業的系數在 10%的水平內顯著;在第三步的回歸中,加入技術創新變量雖然并沒有影響生產性服務業回歸系數的顯著性,但是技術創新的系數卻都不顯著。對生產性服務業進行 Soble檢驗發現技術創新是生產性服務業影響制造業生產率的中介變量,但是這種中介效應比較小,中介效應/總效應只有 2.33%,說明服務外包對制造業生產率的技術溢出效應有待通過兩部門良好互動機制的建立進一步提高。

具體的生產性服務外包部門,只有科學研究和綜合技術服務業中技術創新是兩部門關系的中介變量,能夠解釋對制造業生產率提升作用的 20.51%。這部分順應了部門制造企業采用外包研發服務決策的意旨,因為科學研究和綜合技術服務業的發展,可以幫助自身研發能力薄弱的企業借用“外腦”適時改進產品性能,實現企業產品技術創新能力的提高。在其他的生產性服務部門,技術創新的中介效應都沒有顯現出來,這和我們的假設Ⅲ有些不符。

五、結論及建議

通過以上分析,我們得出的主要研究結論是,服務外包的發展推動了我國制造業生產率的提高,但是這種推動作用還比較小。深入影響機制角度分析發現,制造業服務外包使得其交易成本降低,交易成本是生產性服務外包業對制造業生產率提升中發揮顯著正效應的中介變量,中介效應占總效應的比例最高的金融業達 54.29%,這從一定程度上實現了制造企業進行服務外包的初衷;制造成本也是生產性服務外包業對制造業生產率影響的中介變量,但是這種中介效應卻是負的,即服務外包的發展使得制造成本增加,這正呼吁了對相對低效生產性服務業進行改革和引導制造企業規劃實施好服務外包事宜的迫切性;技術創新作為服務外包和制造業生產率關系的中介變量所帶來的中介效應是很小的,并且這種中介效應只有在科學研究和綜合技術服務部門中有所顯現,在其他部門都沒有顯現出來,這體現了建設制造業和生產性服務業之間良好互動機制的必要性。

據此,需要從以下幾個方面著手,進一步挖掘服務外包對制造業生產率提高推動作用的潛力:

(一)努力打破制約生產性服務業發展的各種障礙

首先,要加快對壟斷行業的改革步伐,降低進入門檻,放寬市場準入條件,培養多元化的競爭主體等,鼓勵市場競爭,以提高生產性服務業效率和質量;其次,針對我國服務外包發展布局比較分散、企業規模小的現狀,制定相關的規劃政策,推動服務外包產業集聚,以期其產生顯著的經濟效應,顯現出規模效應;再次,要制定各種優惠措施,從政策角度為制造業這一知識密集型行業營造良好的發展環境,推動其對制造業企業的知識技術溢出。

(二)引導制造企業做好服務外包的善后工作

一方面,鼓勵制造企業將一些非核心的生產性服務環節剝離為社會化的專業服務,實行“主輔分離”,大力發展產業內部的專業化分工體系;另一方面,引導外包后的企業整合內部資源,推動企業通過管理創新和業務流程再造,逐步將發展重點集中于其有比較優勢的生產環節,倚重技術創新、市場拓展和品牌運作,降低制造成本,培育核心競爭力。

(三)增強制造業和生產性服務外包業的互動性

在我國生產性服務業供給能力比較弱、而制造業對其潛在需求日益增加的現狀下,促進生產性服務外包業發展,使其與制造業生產效率提高互動的對策應該體現在擴大供給、探求提高生產性服務供給與培養其專業化優勢的有效途徑與措施上;同時要從多方面采取措施把對生產性服務的潛在需求轉化為現實的有效需求,促使供給與需求相互對接、相互轉化、相互促進,確保制造業與生產性服務外包業保持良好的動態的契合。

(責任編輯:筱方)

A

1003—4145[2011]02—0100—05

2010-11-02

李艷華 (1985-),女,山東菏澤人,山東大學產業經濟學碩士研究生;葛丹丹(1985-),女,山東青島人,山東大學產業經濟學碩士研究生。