我國制造業服務化對企業價值的影響

□文/李成良 李單梅 任燕紅

（河南科技大學管理學院 河南·洛陽）

［提要］ 制造業作為立國之本、強國之基，其服務化水平能否提高企業價值，是我國經濟高質量發展的關鍵。本文基于我國2016～2018年1，335家制造業上市公司的平衡面板數據，構建面板門限模型，研究制造業企業服務化水平對企業價值的門限效應與非線性關系。結果表明：制造業企業服務化水平對企業價值的影響存在著顯著的雙門限效應。制造業企業服務化水平處于較低水平時，對企業價值的影響不顯著；隨著服務化水平的進一步提高，對企業價值的積極影響不斷加強。但是，服務化水平達到一定程度時，對企業價值的積極影響將會下降。因此，我國制造業企業服務化發展過程中，要警惕門限效應的存在，不宜過低或者過高。

一、引言

黨的十九大報告明確提出我國經濟要由高速度發展轉向高質量發展的要求，制造業作為立國之本、強國之基，是實現我國經濟高質量發展的關鍵。現代制造業作為社會不斷分工以后形成的產物，所生產的產品具有明顯的單一性，這種由技術熟練的工人按照標準化模式生產的產品已遠遠不能滿足社會的需求。在技術變革的熱潮下，很多公司希望通過產品創新來完成自身的轉型，然而一些嗅覺敏銳的公司發現單一的技術變革并不能徹底解決問題。制造業新的發展模式得到不斷探索，其中，制造業的服務化傾向得到越來越多學者的認可。現代信息技術的飛速發展使得企業能夠更加快速高效的感知顧客需要，對市場變化做出快速反應，這為制造業服務化奠定良好基礎。

制造業服務化概念的提出時間比較晚，學術界尚未形成統一觀點。此概念最早是由Vandermerwe和Rada（1988）提出，他們的定義是“制造業企業由僅僅提供物品向提供完整的物品——服務包轉變，整個‘包’不僅包含物品，還包含相關的服務、支持、自我服務和知識等。”他們認為企業之所以要進行服務化的轉變，是因為制造業服務化能夠給企業帶來更多的不可模仿、持續性的競爭優勢，而且服務化所獲得的收益占據了企業收益的很大一部分。Reiskin和White（1999）等學者在Vandermerwe的基礎上將其延伸為“服務化是制造商由生產產品向提供服務轉變的動態過程”。Fishbein（2000）和Makower（2001）等認為，服務化就是“賣產品的功能或服務，而不是賣產品本身”，制造業服務化是一種功能經濟，是其產品功能作用不斷凸顯的過程。國內學者對制造業服務化的研究相對較少，較早進行相關研究的學者是郭躍進（1999），他認為“制造業服務化經營不是重新進入到一個全新的服務行業，而是對原來制造業功能的發展，是企業產品價值和使用價值的延伸與拓展”。劉繼國、李江帆（2007）提出了較為經典的結論，他將制造業服務化分為兩個部分，一是投入服務化；二是產出服務化。該學者通過研究發現產出服務化無論是在企業收益還是環境收益方面對于我國制造業企業都具有現實意義。

對于制造業服務化的動力與實現途徑，國內學術界多借鑒趙勇（2012）等學者的分類方法，他們認為內部動因和外部動因這兩大方面是制造業服務化的動力因素，外部動力因素包含環境、顧客需求、競爭者和產業鏈價值四大方面；內部動力因素則分為員工的推動與支持和改善環境與績效兩大方面。相關學者們也對服務化過程中的保障因素進行了總結，指出組織戰略和文化、組織結構和流程、組織資源和能力等對整個企業服務化效果至關重要。

對于制造業服務化的路徑研究，學者們有著不同的論述。郭朝先（2019）認為制造業與現代服務業融合主要有三條途徑：（1）制造業服務化；（2）現代服務業向制造業拓展；（3）借助于平臺實現兩者相互融合。簡兆權、伍卓深（2011）從微笑曲線著手，根據服務化過程中的企業價值鏈規律歸納出四種典型的制造業服務化路徑：（1）下游產業鏈服務化。這是制造業服務化的初級階段，由Wise和Baumgartner（1999）提出，適用于大多數企業。企業介入營銷、品牌管理以及各種產品延伸和增值服務等產業鏈下游環節來提升企業價值。（2）上游產業鏈服務化。Davies（2003）指出企業可通過參與研發設計規劃等階段提升企業創新能力，為企業高級服務化提供技術支撐。該路徑與下游產業鏈服務化一樣，風險較小，適用于大多數規模較小、缺少服務化經驗的企業。（3）上下游產業服務化。這是制造業服務化的高級路徑，針對業績領先的大型企業。這條路徑是前兩條路徑的結合和延伸，服務化程度更為徹底，與此同時，企業也承擔更大的風險。（4）完全去制造化。這是上一條路徑的進一步深化，當企業在產業鏈中處于絕對優勢地位時，可以將制造業完全外包，保留核心技術，全面提升企業競爭力。

企業作為制造業服務化的主要載體，其價值變化是衡量制造業服務化效果的直接標準。目前，我國學者在制造業服務化對企業價值的影響研究方面，尚處于初步探索階段。例如，劉維剛、倪紅福（2018）通過匹配中國工業企業數據和全球投入產出表數據，實際驗證了制造業投入服務化與企業技術之間有異質性特征。除此之外，龍飛揚、殷鳳（2019）通過構建中介效應模型，驗證了制造業投入服務化可以顯著提升企業的生產效率與創新效率。然而，我們認為，制造業服務化對企業價值的影響存在門限效應，不僅僅表現為積極的或者消極的。因此，本文通過構建面板門限回歸模型，研究制造業服務化對企業價值的非線性關系，為我國今后制造業服務化的發展政策提出可借鑒的實踐參考。

二、模型構建與實證分析

（一）模型構建。為了研究制造業服務化對企業價值的影響關系，同時考慮到門限變量的存在，本文構建面板門限模型進行實證研究。同時，將企業償債能力、發展能力和營運能力等指標作為控制變量納入模型，模型的基本形式如下：

其中，i表示公司，t表示年份，vit表示企業價值，β表示系數，servit表示制造業服務化水平，dtlit表示綜合杠桿、ocfrit表示現金流量比率、tarit表示總資產周轉率、npcait表示流動資產凈利潤率、roeit表示凈資產收益率、darit表示資產負債率、napsit表示每股凈資產。

（二）變量及數據選擇。本文以2016～2018年我國制造業上市公司為研究對象進行數據篩選，按照如下條件進行公司剔除：一是已被證監會做了ST、*ST標識的上市公司；二是在2016～2018財年中數據缺失嚴重的企業。經過公司篩選之后，最終我們的研究樣本包含了1，335家上市公司在2016～2018年期間三年的數據，數據來源于國泰安數據庫，經過數據整理得到了平衡面板數據。

變量的具體選擇如下：

1、被解釋變量。考慮到模型估計的穩健性，我們同時選擇企業價值倍數（ev）、托賓Q值（q）、市盈率（pe）三個指標分別作為被解釋變量，構建三個模型。一是企業價值倍數，該指標全面反映了企業的整體能力，屬于整體性評估，既包括了股權也包括了債權，較好地規避了高杠桿經營企業對實證分析結果的影響；二是托賓Q值，該指標為“市值/（資產總計—無形資產凈額—商譽凈額）”，反映了企業的重置價值與市場價值之間的關系，該指標既有市場價值又有企業本身所擁有的資產價值；三是市盈率，市盈率是最常見的市場評價企業價值的指標之一，可以通過直觀的股價來反映企業的價值，該指標在一定區間內較好的反映企業價值，且被市場廣泛接受，所以本文也采用了該指標。

2、核心解釋變量。由于本文的研究重點是制造業服務化水平對于企業價值的影響，所以如何找到一個能夠較好地描述制造業服務化水平的指標就顯得格外重要，鑒于目前國內的會計準則、企業實際情況來說，大多數服務化的收入反映在財務報表上的營業外收入中，再加之利潤是最能反映企業經營狀況的，所以本文以“營業外收入占比=（營業外收入-營業外支出）／利潤總額”來衡量制造業企業服務化水平，同時，將該核心解釋變量設定為本模型的門限變量。

3、控制變量。本文選取了幾個重要的財務指標作為控制變量。一是現金流量比率（ocfr），該指標為經營活動產生的現金流量凈額與流動負債的比值，該比率從一個動態的現金支付能力角度衡量了企業的短期償債能力，比一般的償債能力指標更具有代表性。其比值越高，說明企業的短期償債能力越強。二是流動資產凈利潤率（npca），該指標為凈利潤/流動資產平均余額，其中流動資產平均余額為流動資產期末余額與流動資產期初余額的算術平均數，該指標全面反映了企業流動資產的利用效果。同時，也反映了企業的盈利能力，盈利能力是反映公司未來企業價值的一個重要指標。三是凈資產收益率（roe），該比率為凈利潤/股東權益平均余額，其中股東權益平均余額為股東權益期末余額和股東權益期初余額的算術平均數。凈資產收益率是評估企業價值非常重要的指標，也是一個可以衡量股東資金使用效率的重要指標。它體現了自有資金獲得凈收益的能力，具有很強的綜合性。四是總資產周轉率（tar），該比率為營業收入/平均資產總額，其中平均資產總額為資產合計的期末余額與資產合計的期初余額的算術平均數。該指標衡量了資產投資規模與銷售水平之間的配比情況，反映了企業的營運能力，表明了企業的資產利用率。五是綜合杠桿（dtl），該指標為（凈利潤+所得稅費用+財務費用+固定資產折舊、油氣資產折耗、生產性生物資產折舊+無形資產攤銷+長期待攤費用攤銷）/（凈利潤+所得稅費用）。綜合杠桿是財務杠桿和經營杠桿共同所起的作用，綜合杠桿的大小用綜合杠桿系數來衡量，綜合杠桿系數為普通股每股利潤變動率與銷售量變動率的比值，該指標可以用于衡量銷售量的變動對普通股每股收益變動的影響程度。六是每股凈資產（naps），該指標為股東權益總額與股本總額股票面額的比值。該指標可以判斷企業的內在價值，衡量了公司運用自有資本的效率，反映了公司每股股票代表的股東財富。七是資產負債率（dar），該指標是總負債與總資產的比值，反映了債權人所提供的資本占全部資本的比例。該指標衡量了企業總體的負債水平，同時也是一項衡量公司利用債權人資金進行經營活動能力的指標，也反映債權人發放貸款的安全程度。

（三）實證結果評價。考慮到模型估計的穩健性，同時選擇三個指標作為被解釋變量，分別構建三個面板門限模型：以企業價值倍數為被解釋變量的模型一，托賓Q值為被解釋變量的模型二以及以市盈率為被解釋變量的模型三。本文對所構建模型的估計采用STATA15軟件，三個模型的門限效應檢驗結果如表1所示。門限個數檢驗結果表明，模型一在1%的顯著性水平下存在兩個門限；模型二在5%的顯著性水平下存在兩個門限；模型三在10%的顯著性水平下存在兩個門限。（表1）

進一步對本文所構建模型的門限值進行估計，結果如表2所示。模型一的門限值估計結果分別為-0.0671和1.0245；模型二的門限值估計結果是-0.1684與0.3882；模型三的門限值估計結果是0.2095與1.0245。（表2）

三個面板門限模型的估計結果如表3所示。從三個模型的估計結果來看，制造業服務化在第一個區間的估計系數均不顯著，這就說明制造業服務化水平過低時對企業價值不會產生顯著影響。但當制造業服務化水平達到第二個區間時，其對企業價值就會產生顯著影響。隨著制造業服務化水平的進一步提高其對企業價值的影響系數有所下降。進一步觀察發現，核心解釋變量的系數在不同區間具有一致性，表明模型構建的合理性與估計結果的穩健性。（表3）

具體來看，從模型一的估計結果可以看出，當制造業服務化水平低于-0.0671時，其對企業價值的估計系數為0.0001；當制造業服務化水平在-0.0671～1.0245區間時，其對企業價值的估計系數為0.3143，且在1%的水平下顯著；隨著制造業服務化水平提高到1.0245以上，其對企業價值的估計系數下降到0.0211，且在1%的水平下顯著。模型二、模型三與模型一核心解釋變量系數估計結果具有較高的一致性，由于篇幅有限，對其經濟學解釋略去。從控制變量的估計結果可以看出，企業的流動資產利潤率（npca），在模型二與模型三中的估計系數分別為1.4281（1%的水平下顯著）與388.9844（5%的水平下顯著），表明企業對其流動資產的利用效果也會對企業價值產生顯著影響。但資產負債率在三個模型中的估計系數均為負數，說明制造業企業的債權結構對企業價值產生了顯著的負效應，企業應該降低其負債規模，更好地運用財務杠桿。

表1 門限個數檢驗結果一覽表

表2 門限值估計結果一覽表

三、結論及政策

本文基于我國2016～2018年1，335家制造業上市公司的平衡面板數據，分析了制造業服務化水平對企業價值影響的非線性關系以及門限效應。研究結果表明：當制造業的服務化水平較低時，其對企業價值的影響不具有統計顯著性。我們認為，產生該現象的主要原因是企業在技術研發、銷售等各個生產環節的服務化投入過低，企業只注重了傳統的生產環節，并沒有在其他的高附加值環節投入過多；當制造業服務化水平提高時，其對企業價值的影響系數獲得了顯著提高，但這并不意味著制造業企業服務化水平越高越好，過度的服務化會使得這種積極影響下降，這充分說明適當的服務化可以快速提升企業價值，能夠起到低投入高回報的效果，但過度服務化會占用企業過多的資源，使服務化成為企業的負擔。基于本文的實證研究結論，我們認為：適度的制造業服務化是可以提高企業價值的，過度的制造業服務化會使得其對企業價值的邊際效應出現遞減的現象。所以，制造業企業應根據自身的實際情況，合理確定其服務化的水平。

表3 門限模型估計結果一覽表