契约制度影响制造业利用生产性服务的实证分析

李筱乐

一、引言

改革开放以来,中国在世界经济中的角色越来越引人瞩目,经过30多年的快速增长,2010年中国就已经成为世界第二大经济体,其经济总量仅次于美国。为这一 “增长奇迹”立下汗马功劳的正是发挥了比较优势的中国制造业。2008年国际金融危机之后,我国制造业遭受到较大的外部冲击,这让我们清醒地看到国内制造业与国际强国的差距。根据国际经验,将生产性服务与制造业生产相融合,有助于推动制造业价值链由低端向高端延伸,实现经济结构转型升级。对于这一问题,以往研究大多从两个方面进行讨论:一是提高制造业对生产性服务的有效需求;二是增加生产性服务对制造业的有效供给。但是,无论是加快生产性服务业自身的发展还是鼓励制造业利用生产性服务,都是从宏观层面进行的讨论,而缺乏对微观机制的解释。因此,笔者从微观的视角出发,考察影响制造业企业提高生产性服务利用率的因素。在将生产性服务投入生产的过程中,制造业企业会与生产性服务供应商签订一系列合约,力图规定服务的“质”和 “量”,但是由于服务普遍具有无形性、多样性的特征,制造业企业很难对服务质量进行衡量,这部分内容也很难明确写入合约,从而可能影响制造业企业利用生产性服务的积极性,导致其对生产性服务需求不足。因此,笔者引入契约制度这一因素,讨论契约制度如何影响制造业利用生产性服务,同时基于不同地区契约制度存在差异的客观事实,使用“差异中差异” (difference-in-differences)的估计方法,从行业维度和地区维度检验契约制度对制造业利用生产性服务的影响。

二、文献综述

在产品生产过程中,生产性服务作为中间投入品提供给生产者 (Greenfield,1966[1];Browning,1975[2]),往往被看作一种重要的人力资本、技术资本和知识资本作用于制造业生产 (Grubel和Walker,1989[3];Francois等,2008[4])。众多文献关注生产性服务与制造业之间的互动,并进行了深入的研究,大致可以分为两类:一类文献关注生产性服务对制造业生产的影响,而这可以用来解释制造业在生产过程中为何选择投入生产性服务。例如,随着生产性服务种类的增加,制造业生产的灵活性也相应提高,进而生产成本下降 (Eswaran,2002[5])。生产性服务业的发展不仅可以促进制造业生产率的提高,还可以带动地区经济的发展 (Illeris和Philippe,1993[6];Daniels,1995[7];Moyart,2005[8])。生产性服务业和制造业FDI具有紧密的空间联系,其发展改善了地区投资环境,提高了地区对资本的吸引力,从而促进制造业FDI获得相应增加 (Raff和Ruhr,2001[9])。另一类文献则关注影响制造业投入生产性服务进行生产的因素,即影响制造业利用生产性服务的因素。譬如:从地理位置角度分析,制造业企业倾向选择与生产性服务供应商保持较近的空间距离,以提高使用生产性服务的便利程度 (Andersson,2004[10])。从基础设施方面分析,基础设施可以影响制造业投入要素结构,较好的基础设施有助于制造业企业降低生产成本、提升专业化水平、促进创新和增加制造业企业的生产性服务投入(Nadiri和Mamuneas,1994[11];Morrison和Schwartz,1996[12];Baldwin和Martin,2004[13])。从规模经济角度进行分析,由于生产性服务具有知识密集的特性,所以其初始投资占比较大,边际成本相对较少,使得规模经济对制造业利用生产性服务发挥着很大作用 (江静等,2007[14])。通过上述文献的研究,外商直接投资、地理位置、基础设施和规模经济等因素均被纳入影响制造业利用生产性服务的研究范围,而从制度和政策角度考察制造业利用生产性服务的相关文献较少,如Daniels和Bryson(2002)[15]指出制度环境是影响制造业企业应对外来压力进行变革和创新的关键因素,而这种变革和创新正是通过利用生产性服务对信息、知识、技术等创新要素的整合,提高了制造业企业服务客户的能力。因此,笔者进行以下拓展:不仅将契约制度与制造业利用生产性服务相联系,还将结合中国不同地区契约制度存在差异性特征的事实,展开进一步分析。具体来说,首先根据不完全契约理论,分析制造业企业对生产组织形式的选择;再根据生产性服务的特有属性,分析对制造业企业投入生产性服务进行生产的决策;最后提出相应的假说并进行实证检验。

三、待检验的假说

契约是企业各生产阶段之间的一种连接,无论是企业内生产还是企业间生产,都离不开契约的控制。制造业企业在生产最终产品的过程中,必然对投入的中间品进行决策:是在企业内部生产中间品,还是通过外部供应商获得中间品?如果选择外部供应,那么又如何决定中间品的投入量呢?我们将这种决策结果与交易过程联系起来,讨论契约制度如何影响制造业企业利用生产性服务进行生产。由Grossman和Hart(1986)[16]、Hart和Moore(1990)[17]开创的不完全契约理论 (GHM),恰好可以为制造业企业投入生产性服务这一决策提供一种合理的解释。不完全契约理论指出由于缔约双方对未来事态的发展不能完全预见,即使可以完全预见,也很难以一种双方没有争议的明确的语言将其全部写入契约,并且缔约及契约执行过程也很难得到第三方的充分证实。在专用性资产①专用性资产是指专门为特定使用者设计或者安排的一种资产,如果改做其他用途,其利用价值则会变得很低,从而使投资者遭受损失。资产专用性一般具有四种形式:物质资本专用性、场地或区位专用性、人力资产专用性、特定资产专用性 (Williamson,1983)。存在的情况下,不完全契约可能导致 “敲竹杠”现象的发生,使得专用性投资不足或者投资无效率。

本文假设制造业企业投入生产性服务的决策通过如下两个相互独立的步骤进行。

步骤一:决定中间投入品生产的组织形式。

制造业企业不仅要考虑实际生产中商品或服务的价值,还需要考虑将交易内部化所需要的额外的机会成本及与外部供应商之间缔结、维持契约协议的费用,判断内部与外部组织生产中间投入品的成本,决定是在内部进行生产还是通过外购条款授权给外部供应商生产。具体决策过程是,假设Pi为制造业企业投入生产性服务i的组织方式,P^i表示通过企业内部组织生产,P～

i表示从外部组织或市场上采购,则投入生产性服务的选择为:

式中,为内部生产成本,为外部采购成本,μi和λi分别为交易复杂性和专用性。无论制造业企业是通过内部组织生产还是通过与外部供应商签订合同来组织生产,复杂性都会增加企业的生产成本。而专用性可以导致交易中不确定情况的发生,不仅加大外部组织的生产负担,还增加企业的生产成本。但是,如果契约制度较为完善,则会提高契约的执行效率,降低交易复杂性带来的生产成本负担。同时,通过契约的有效执行,也会降低不确定性导致的风险发生的概率 (Acemoglu,2007[18])。可见,交易复杂性和资产专用性都会受到契约制度环境的影响,良好的契约制度环境会在一定程度上缓解由二者带来的生产成本上升的压力。

步骤二:决定中间投入品的数量。

如果制造业企业决定从外部组织或者市场上购买生产性服务,这意味着最终产品的不同生产阶段或者价值链上的不同生产环节将由不同的厂商来完成,制造业企业将同众多位于生产上、下游的供应商签订各种合同。由于生产性服务的产业特性,服务质量往往很难衡量,从而无法在合约中有明确的体现,因此,在这一阶段签订的契约也并不完备,使得制造业企业在交易前无法对服务质量做出预期,在交易中无法对服务进行监督,交易后也很难对服务质量做出有效的评估,加大了从外部获取生产性服务的风险,并且这种风险会随着契约不完全程度的加深而上升,从而降低了企业投入生产性服务的积极性。但是,如果外部契约制度环境较好,则会提高契约的执行效率,降低交易契约的不完全程度和生产中道德风险发生的概率,提高劳动生产率和人力资本积累、深化劳动分工、促进技术进步,从而降低外部获取生产性服务的风险,提高企业对投入生产性服务进行生产获得最大净收益的期望,并且在中间投入服务合约密集度较高时,上述影响也相对明显 (Vogel,2007[19])。所以,制造业企业在这一生产阶段的决策行为,不仅受到契约不完全程度的影响,还与契约制度环境的优劣有关。

基于上述分析,笔者提出待检验的假说:制造业企业利用生产性服务受到契约制度的影响,契约制度环境越好,制造业企业利用生产性服务的比重越大;在交易越复杂的行业,即对契约依赖程度较大的行业,契约制度环境的这种影响越大。

四、计量模型与数据

（一）计量模型

基于上述的讨论,我们建立如下计量模型:

在此我们规定i和z分别表示行业和地区。被解释变量Psiz为地区z的行业i对生产性服务的利用率。解释变量中,为了便于理解,地区特征变量均为大写,行业特征变量均为小写。式 (1)中,deni为行业i的契约密集度;ENVz为地区z的契约制度;τi是行业固定效应,控制不随地区变化的其他行业特征;τz是地区固定效应,控制不随行业变化的其他地区特征因素;deni×ENVz则为行业契约密集度和地区契约制度的交互项。为准确理解式 (1)中估计系数β1的经济含义,我们假设契约制度不同的两个地区c和d以及契约密集度不同的两个行业i和j,其中地区c的契约制度完善程度高于地区d,行业i的契约密集度高于行业j。先取同一地区在行业i和j上生产性服务利用率的拟合值并求差分,分别得和其中p^sic是地区c在行业i上生产性服务利用率拟合值的缩写形式。然后差分即得:

其中固定效应在两次差分过程中消去。可见,如果估计系数^β1为正,则式(1)预测相比契约密集度较低的行业j,契约制度较完善的地区c在契约密集度较高的行业i上对生产性服务的利用率更高。这就是 “差异中差异”估计方法的核心思想之所在。

为行业特征和地区特征交互项控制变量,其中是行业的特征n,为对应的地区特征。具体来说,本文共控制了四个变量,包括行业人力资本密度与地区人力资源禀赋的交互项hri×HRz、行业物质资本密度和地区物质资本禀赋的交互项ki×Kz、行业外商投资和地区对外贸易的交互项fdii×TRAz、行业规模经济程度和地区人均生产总值的交互项scalei×PGDPz,以上交互变量的估计系数βn的经济学含义与β1类似,不再赘述。

（二）变量选取和数据说明

1.被解释变量。

生产性服务利用率 (Ps)①本文使用 “中间需求率”的动态变化对生产性服务业细分行业情况进行判断。以2007年投入产出表为基础,计算2007年的部分服务业中间需求率,对于中间需求率在50%左右的服务行业,本文考虑其中间需求率的动态变化,即分别计算1997、2002年该行业的中间需求率,最终将交通运输、仓储和邮政业,信息传输、计算机服务和软件业,金融业,租赁和商务服务业,科学研究、技术服务和地质勘查业五个细分行业划分为生产性服务业,这种划分与国内部分学者划分一致,如顾乃华 (2011)、宣烨 (2012)。:本文使用投入—产出法对制造业生产性服务利用率进行测算。具体计算方法如下:

上式中,Uij为行业i对行业j产出的利用率,xij表示行业j总产出中作为中间投入进入行业i生产过程的部分,和Γj分别表示行业j的中间使用部分和最终使用部分,二者之和即为行业j的总产出。当行业i和行业j分别属于制造部门和生产性服务部门时,Uij即为制造行业i对生产性服务行业j的利用率,记为Psij。同理,可得制造行业i对生产性服务的总利用率:

目前,我国各省份投入产出表仅报告了42个部门的投入产出数据②由于西藏的部分数据缺失,为保持数据的完整性,本文采用除西藏以外的30个省份的数据。,其中制造业共有17个大类,这与 《国民经济行业分类》 (GB/T4754-2002)中划分的行业并不一一对应。所以,我们首先根据2007年我国135部门投入产出表中制造业细分行业的数据,计算细分行业在42个部门投入产出表中的制造业17个大类中的构成权重,然后再按照此权重对各省份投入产出表中制造业部门17个大类行业的数据进行拆分和合并,使其与 《国民经济行业分类》(GB/T4754-2002)中的两位数代码行业相对应,最后根据2007年各省份42个部门投入产出表,计算各省份29个制造行业的生产性服务利用率。

2.核心解释变量。

(1)地区契约制度 (ENV):本文使用地区契约环境作为地区契约制度的代理变量。由于有效保护市场中生产者的合法权益是市场正常运行的必要条件(樊纲等,2003[20]),因此我们主要采用樊纲等(2011)[21]测算的各地区市场中介组织的发育和法律制度环境指标衡量地区的契约环境,该数据主要由市场中介组织的发育程度、对生产者合法权益的保护、知识产权的保护、消费者权益的保护四项指数加权而成,数值越大说明地区契约环境越好、制度越完善,最大值为10。

(2)行业契约密集度 (den):根据Nunn(2007)[22]的研究,本文以各行业专用性中间品投入程度差异为基础来衡量行业契约密集度。由于专用性资产的存在,其会对各行业的中间品投入选择产生一定的影响,各行业对契约的依赖程度不同,不同行业的契约密集度也存在差异,即行业契约密集度反应各行业对地区契约制度的敏感程度。Nunn(2007)[22]通过构造契约密集度指标来衡量产业对契约制度环境的依赖程度。其中,θij=uij/ui,uij表示行业i使用行业j的投入,ui表示行业i使用的全部投入;表示销售中既不是 “机构交易”,也没有 “参考价格” 的产品所占比例;表示销售中不是 “机构交易”,但是有 “参考价格”的产品所占比例。Ei数值越大表明行业i对契约的依赖性越强,其对契约环境的变化越为敏感 。国内许多学者在进行相关研究时大多直接采用了Nunn(2007)[22]的数据来衡量该指标 (茹玉骢,2009[23];李坤望和王永进,2010[24];盛丹和王永进,2010[25];王永进等,2010[26];刘斌等,2011[27])。这是因为我国的行业统计中缺少了项的统计,使我们难以对契约密集度进行核算,如果盲目采用其他统计量进行替代,可能会使该统计量丧失了初始的含义 (盛丹和王永进,2010[25])。另外,该指标是基于美国的数据计算得到的,行业的契约密集度将不可避免地受到一个国家或地区契约制度的影响,由于美国的契约制度相对完善,采用美国的数据则可以尽可能地消除国家或地区特征对行业契约密集度的影响(王永进等,2010[26])。

为与以往文献保持一致,且便于比较,本文直接采用Nunn(2007)[22]的行业契约密集度数据,并参考李坤望和王永进 (2010)[24]的排序,具体如表1所示。

3.行业特征的控制变量。

(1)人力资本密度 (hr):本文使用制造业细分行业科技人员在行业从业人员中的比重衡量。制造业细分行业科技人员数和行业从业人数的数据均取自《中国经济普查年鉴2008》。

(2)物质资本密度 (k):本文使用制造业细分行业固定资产净值年平均余额与行业总产值的比重衡量。制造业细分行业固定资产净值年平均余额和行业总产值的数据均来自 《中国经济普查年鉴2008》。

(3)外商直接投资 (fdi):本文使用制造业细分行业外商直接投资额与行业产值的比重衡量。其中,外商直接投资额根据当年汇率中间价调整为人民币计价。制造业细分行业外商直接投资额和行业总产值的数据均来自 《中国经济普查年鉴2008》,人民币汇率 (年平均价)数据来自 《中国统计年鉴2009》。

(4)规模经济程度 (scale):本文使用制造业细分行业从业人数与企业数量的比值衡量。制造业细分行业从业人数和企业数量的数据取自 《中国经济普查年鉴2008》。

表1 制造业各行业契约密集度

4.地区特征的控制变量。

(1)人力资源禀赋 (HR):本文使用各省份高等教育在校人数与各省份年末常住人口比重衡量。各省份高等教育在校生人数和年末常住人口数均来自《中国统计年鉴2009》。

(2)物质资本禀赋 (K):本文使用各省份物质资本存量与地区生产总值的比重衡量。其中,省际物质资本存量参照张军等 (2004)[28]的思路,根据永续盘存法,以2000年为基期进行估算。同时,各省份生产总值也根据地区生产总值指数按2000年为基期计算。各省份固定资本形成总额、地区生产总值指数、地区生产总值的数据均来自 《中国统计年鉴2001—2009》。

(3)对外贸易 (TRA):本文使用各省份外商投资企业进出口总额与地区生产总产值的比重衡量。其中,各省份外商投资企业进出口总额根据当年汇率中间价调整为人民币计价。各省份外商投资企业进出口总额、地区生产总值和人民币汇率 (年平均价)的数据均来自 《中国统计年鉴2009》。

(4)人均生产总值 (PGDP):各省份人均地区生产总值的数据取自 《中国统计年鉴2009》。

表2给出了各变量的统计性描述①为保持数据的完整性,我们将统计年鉴中个别空缺的数据以近似0的数值进行了插值,所以部分变量的最小值会显示为0。。可以看出,各省份制造业细分行业的生产性服务利用率之间存在较大差异,变异系数达到1.55。各省份人均生产总值的差异也非常明显,变异系数为1.54。

表2 各变量的描述性统计

五、估计结果及分析

（一）生产性服务总利用率的估计

本文首先使用普通最小二乘法 (OLS)估计契约制度对制造业生产性服务总利用率的影响。为考察估计结果的稳健性,我们在回归方程中逐步加入一系列控制变量,表3中第 (1)列为只包括契约制度与契约密集度交互项的估计结果,第 (2) ～(5)列为进一步加入控制变量的估计结果。第 (1)列显示,契约制度与契约密集度交互项的估计系数为正,并在1%的统计水平上显著。第 (2) ～(5)列中,随着我们逐步加入控制变量,契约制度与契约密集度交互项的系数仍然为正,虽然统计显著性有所下降,但是并没有发生根本性变化。因此,可以初步证实估计结果的稳健性。上述结果表明,在契约制度环境良好的地区,地区契约成本的降低与生产经营环境的改善会促使制造业企业投入生产性服务,并且随着行业契约密集度的提高,制造业企业对生产性服务的利用率会明显增加。此外,人力资本密度和人力资源禀赋对制造业利用生产性服务的影响显著为正,即在人力资源禀赋丰富的地区,人力资本密度高的行业更倾向投入生产性服务。物质资本密度和物质资本存量交互项的估计系数显示,物质资本丰裕的地区在资本密集度高的行业上对生产性服务的利用率更高。外商投资和地区对外贸易交互项的系数显著为正,表明对外贸易活跃的地区在外商投资高的行业可以更充分地利用生产性服务。规模经济程度与人均GDP的交互项系数显著为正,说明人均GDP较高的地区在规模经济明显的行业可以推动制造业增加生产性服务投入,这与相关文献的结论一致。

表3 生产性服务总利用率的估计结果

（二）生产性服务细分行业利用率的估计

为进一步研究制造业对生产性服务业细分行业的利用情况,本节细分生产性服务行业对样本进行回归。表4中第 (1)列为生产性服务业总利用率回归结果,第 (2) ～ (6)列分别为交通运输、仓储和邮政业,信息传输、计算机服务和软件业,金融业,租赁和商务服务业,科学研究、技术服务和地质勘查业利用率的回归结果。结果显示,契约密集度和契约制度交叉项的估计系数均为正,金融业与租赁、商务服务业对应的估计系数为正但并不显著。可以看出,契约制度并不是影响制造业利用金融服务和租赁、商务服务的主要因素。可能的解释为:一方面由于我国金融和租赁、商务服务发展相对滞后,不能满足制造业需求的多样性,从而导致制造业对生产性服务的利用率较低;另一方面由于这些行业受到宏观经济形势和相应政策导向的影响较大,从而弱化了制度因素的作用。

表4 生产性服务业细分行业利用率的估计结果

续前表

（三）内生性检验

根据生产性服务业契约密集的独特属性 (Clague等,1999[29]),当制造业增加对生产性服务投入时,可能会对制度环境提出更高的要求。这意味着,作为被解释变量的生产性服务利用率可能反过来影响契约制度的质量,从而导致有偏的估计结果。因此,为检验模型是否存在内生性问题,同时考虑数据可能存在的异方差问题,我们使用异方差稳健的DWH(Durbin-Wu-Hausman)统计量对模型进行内生性检验①工具变量的选取方面,Acemoglu等 (2001)使用 “殖民者死亡率”作为制度的工具变量,本文参照盛丹和王永进 (2010)的做法,取大饥荒时期死亡率的倒数作为契约制度的工具变量,这是因为死亡率低的地区食物供给有制度保障 (范子英等,2009),这种初始制度上的差异可以延续下来。因此,死亡率低的地区,契约制度也相对有效。另一方面,变量不会对当前企业的行为有任何直接影响,满足工具变量的外生性条件。,结果显示DWH检验的F值为0.0530,p值为0.8179,统计上不显著,不能拒绝 “所有解释变量均为外生”原假设。因此,本文OLS回归不存在内生性问题。

六、结论与启示

笔者将不完全契约理论引入制造业利用生产性服务领域中进行研究,考察契约制度对制造业生产性服务利用率的影响。理论分析表明,在契约制度较好的地区,企业倾向于投入 “生产性服务”以提高生产效率,进而促进制造业的发展。在此基础上,笔者利用2008年省际细分行业数据,使用 “差异中差异”的估计方法,考察契约制度对制造业利用生产性服务的影响。研究结果显示,地区契约制度的确是影响制造业利用生产性服务的重要因素,较为完善的契约制度有助于制造业企业充分利用生产性服务,并且这种正向作用在契约密集度高的行业会得到进一步强化。在控制了资本存量、人力资本,外商直接投资、对外贸易等因素后,以上结论依然稳健。

在上述结论的基础上,我们可以得到如下启示。

第一,改善地区契约制度环境,提高生产性服务利用率。通过本文的研究,可以看出契约制度的改善对提高制造业生产性服务利用率有着明显的促进作用。面对制造业转型升级的紧迫形势,政府在制定相关政策时,应充分考虑制度因素对产业发展的重要作用,通过改善地区契约环境,保证契约制度的有效执行,提高制造业对生产性服务的利用效率。

第二,完善地区司法制度建设,加快政府职能的转变。完善的法律法规和高效的司法体系能够提供稳定的政策环境,有利于市场交易机制的形成。只有在自由、公平的市场中,企业才会有动力引入生产性服务进行技术投资和创新。因此,通过完善法律法规,加快政府职能的转变,从保证契约执行的公正性入手,激励制造业企业将生产性服务投入到生产中。

第三,推动地区契约 “软环境”建设,建立良好的社会制度环境。保障契约有效执行的法律机制和法律实施可以看作契约的 “硬环境”,与此相对应,可将传统观念、文化等一些非正式的制度看作契约的“软环境”,因为这些因素同样对经济个体的缔约与履约行为产生影响。例如,一个具有良好契约意识的社会,可以减少服务交易契约摩擦带来的损失,也可以降低监督成本,提高经济效率,这种契约意识的提升对于 “生产性服务”的充分利用有着重要的补充作用。