契約制度影響制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的實證分析

李筱樂

一、引言

改革開放以來,中國在世界經(jīng)濟中的角色越來越引人矚目,經(jīng)過30多年的快速增長,2010年中國就已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟體,其經(jīng)濟總量僅次于美國。為這一 “增長奇跡”立下汗馬功勞的正是發(fā)揮了比較優(yōu)勢的中國制造業(yè)。2008年國際金融危機之后,我國制造業(yè)遭受到較大的外部沖擊,這讓我們清醒地看到國內(nèi)制造業(yè)與國際強國的差距。根據(jù)國際經(jīng)驗,將生產(chǎn)性服務與制造業(yè)生產(chǎn)相融合,有助于推動制造業(yè)價值鏈由低端向高端延伸,實現(xiàn)經(jīng)濟結構轉型升級。對于這一問題,以往研究大多從兩個方面進行討論:一是提高制造業(yè)對生產(chǎn)性服務的有效需求;二是增加生產(chǎn)性服務對制造業(yè)的有效供給。但是,無論是加快生產(chǎn)性服務業(yè)自身的發(fā)展還是鼓勵制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務,都是從宏觀層面進行的討論,而缺乏對微觀機制的解釋。因此,筆者從微觀的視角出發(fā),考察影響制造業(yè)企業(yè)提高生產(chǎn)性服務利用率的因素。在將生產(chǎn)性服務投入生產(chǎn)的過程中,制造業(yè)企業(yè)會與生產(chǎn)性服務供應商簽訂一系列合約,力圖規(guī)定服務的“質(zhì)”和 “量”,但是由于服務普遍具有無形性、多樣性的特征,制造業(yè)企業(yè)很難對服務質(zhì)量進行衡量,這部分內(nèi)容也很難明確寫入合約,從而可能影響制造業(yè)企業(yè)利用生產(chǎn)性服務的積極性,導致其對生產(chǎn)性服務需求不足。因此,筆者引入契約制度這一因素,討論契約制度如何影響制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務,同時基于不同地區(qū)契約制度存在差異的客觀事實,使用“差異中差異” (difference-in-differences)的估計方法,從行業(yè)維度和地區(qū)維度檢驗契約制度對制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的影響。

二、文獻綜述

在產(chǎn)品生產(chǎn)過程中,生產(chǎn)性服務作為中間投入品提供給生產(chǎn)者 (Greenfield,1966[1];Browning,1975[2]),往往被看作一種重要的人力資本、技術資本和知識資本作用于制造業(yè)生產(chǎn) (Grubel和Walker,1989[3];Francois等,2008[4])。眾多文獻關注生產(chǎn)性服務與制造業(yè)之間的互動,并進行了深入的研究,大致可以分為兩類:一類文獻關注生產(chǎn)性服務對制造業(yè)生產(chǎn)的影響,而這可以用來解釋制造業(yè)在生產(chǎn)過程中為何選擇投入生產(chǎn)性服務。例如,隨著生產(chǎn)性服務種類的增加,制造業(yè)生產(chǎn)的靈活性也相應提高,進而生產(chǎn)成本下降 (Eswaran,2002[5])。生產(chǎn)性服務業(yè)的發(fā)展不僅可以促進制造業(yè)生產(chǎn)率的提高,還可以帶動地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展 (Illeris和Philippe,1993[6];Daniels,1995[7];Moyart,2005[8])。生產(chǎn)性服務業(yè)和制造業(yè)FDI具有緊密的空間聯(lián)系,其發(fā)展改善了地區(qū)投資環(huán)境,提高了地區(qū)對資本的吸引力,從而促進制造業(yè)FDI獲得相應增加 (Raff和Ruhr,2001[9])。另一類文獻則關注影響制造業(yè)投入生產(chǎn)性服務進行生產(chǎn)的因素,即影響制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的因素。譬如:從地理位置角度分析,制造業(yè)企業(yè)傾向選擇與生產(chǎn)性服務供應商保持較近的空間距離,以提高使用生產(chǎn)性服務的便利程度 (Andersson,2004[10])。從基礎設施方面分析,基礎設施可以影響制造業(yè)投入要素結構,較好的基礎設施有助于制造業(yè)企業(yè)降低生產(chǎn)成本、提升專業(yè)化水平、促進創(chuàng)新和增加制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)性服務投入(Nadiri和Mamuneas,1994[11];Morrison和Schwartz,1996[12];Baldwin和Martin,2004[13])。從規(guī)模經(jīng)濟角度進行分析,由于生產(chǎn)性服務具有知識密集的特性,所以其初始投資占比較大,邊際成本相對較少,使得規(guī)模經(jīng)濟對制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務發(fā)揮著很大作用 (江靜等,2007[14])。通過上述文獻的研究,外商直接投資、地理位置、基礎設施和規(guī)模經(jīng)濟等因素均被納入影響制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的研究范圍,而從制度和政策角度考察制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的相關文獻較少,如Daniels和Bryson(2002)[15]指出制度環(huán)境是影響制造業(yè)企業(yè)應對外來壓力進行變革和創(chuàng)新的關鍵因素,而這種變革和創(chuàng)新正是通過利用生產(chǎn)性服務對信息、知識、技術等創(chuàng)新要素的整合,提高了制造業(yè)企業(yè)服務客戶的能力。因此,筆者進行以下拓展:不僅將契約制度與制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務相聯(lián)系,還將結合中國不同地區(qū)契約制度存在差異性特征的事實,展開進一步分析。具體來說,首先根據(jù)不完全契約理論,分析制造業(yè)企業(yè)對生產(chǎn)組織形式的選擇;再根據(jù)生產(chǎn)性服務的特有屬性,分析對制造業(yè)企業(yè)投入生產(chǎn)性服務進行生產(chǎn)的決策;最后提出相應的假說并進行實證檢驗。

三、待檢驗的假說

契約是企業(yè)各生產(chǎn)階段之間的一種連接,無論是企業(yè)內(nèi)生產(chǎn)還是企業(yè)間生產(chǎn),都離不開契約的控制。制造業(yè)企業(yè)在生產(chǎn)最終產(chǎn)品的過程中,必然對投入的中間品進行決策:是在企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)中間品,還是通過外部供應商獲得中間品?如果選擇外部供應,那么又如何決定中間品的投入量呢?我們將這種決策結果與交易過程聯(lián)系起來,討論契約制度如何影響制造業(yè)企業(yè)利用生產(chǎn)性服務進行生產(chǎn)。由Grossman和Hart(1986)[16]、Hart和Moore(1990)[17]開創(chuàng)的不完全契約理論 (GHM),恰好可以為制造業(yè)企業(yè)投入生產(chǎn)性服務這一決策提供一種合理的解釋。不完全契約理論指出由于締約雙方對未來事態(tài)的發(fā)展不能完全預見,即使可以完全預見,也很難以一種雙方?jīng)]有爭議的明確的語言將其全部寫入契約,并且締約及契約執(zhí)行過程也很難得到第三方的充分證實。在專用性資產(chǎn)①專用性資產(chǎn)是指專門為特定使用者設計或者安排的一種資產(chǎn),如果改做其他用途,其利用價值則會變得很低,從而使投資者遭受損失。資產(chǎn)專用性一般具有四種形式:物質(zhì)資本專用性、場地或區(qū)位專用性、人力資產(chǎn)專用性、特定資產(chǎn)專用性 (Williamson,1983)。存在的情況下,不完全契約可能導致 “敲竹杠”現(xiàn)象的發(fā)生,使得專用性投資不足或者投資無效率。

本文假設制造業(yè)企業(yè)投入生產(chǎn)性服務的決策通過如下兩個相互獨立的步驟進行。

步驟一:決定中間投入品生產(chǎn)的組織形式。

制造業(yè)企業(yè)不僅要考慮實際生產(chǎn)中商品或服務的價值,還需要考慮將交易內(nèi)部化所需要的額外的機會成本及與外部供應商之間締結、維持契約協(xié)議的費用,判斷內(nèi)部與外部組織生產(chǎn)中間投入品的成本,決定是在內(nèi)部進行生產(chǎn)還是通過外購條款授權給外部供應商生產(chǎn)。具體決策過程是,假設Pi為制造業(yè)企業(yè)投入生產(chǎn)性服務i的組織方式,P^i表示通過企業(yè)內(nèi)部組織生產(chǎn),P～

i表示從外部組織或市場上采購,則投入生產(chǎn)性服務的選擇為:

式中,為內(nèi)部生產(chǎn)成本,為外部采購成本,μi和λi分別為交易復雜性和專用性。無論制造業(yè)企業(yè)是通過內(nèi)部組織生產(chǎn)還是通過與外部供應商簽訂合同來組織生產(chǎn),復雜性都會增加企業(yè)的生產(chǎn)成本。而專用性可以導致交易中不確定情況的發(fā)生,不僅加大外部組織的生產(chǎn)負擔,還增加企業(yè)的生產(chǎn)成本。但是,如果契約制度較為完善,則會提高契約的執(zhí)行效率,降低交易復雜性帶來的生產(chǎn)成本負擔。同時,通過契約的有效執(zhí)行,也會降低不確定性導致的風險發(fā)生的概率 (Acemoglu,2007[18])。可見,交易復雜性和資產(chǎn)專用性都會受到契約制度環(huán)境的影響,良好的契約制度環(huán)境會在一定程度上緩解由二者帶來的生產(chǎn)成本上升的壓力。

步驟二:決定中間投入品的數(shù)量。

如果制造業(yè)企業(yè)決定從外部組織或者市場上購買生產(chǎn)性服務,這意味著最終產(chǎn)品的不同生產(chǎn)階段或者價值鏈上的不同生產(chǎn)環(huán)節(jié)將由不同的廠商來完成,制造業(yè)企業(yè)將同眾多位于生產(chǎn)上、下游的供應商簽訂各種合同。由于生產(chǎn)性服務的產(chǎn)業(yè)特性,服務質(zhì)量往往很難衡量,從而無法在合約中有明確的體現(xiàn),因此,在這一階段簽訂的契約也并不完備,使得制造業(yè)企業(yè)在交易前無法對服務質(zhì)量做出預期,在交易中無法對服務進行監(jiān)督,交易后也很難對服務質(zhì)量做出有效的評估,加大了從外部獲取生產(chǎn)性服務的風險,并且這種風險會隨著契約不完全程度的加深而上升,從而降低了企業(yè)投入生產(chǎn)性服務的積極性。但是,如果外部契約制度環(huán)境較好,則會提高契約的執(zhí)行效率,降低交易契約的不完全程度和生產(chǎn)中道德風險發(fā)生的概率,提高勞動生產(chǎn)率和人力資本積累、深化勞動分工、促進技術進步,從而降低外部獲取生產(chǎn)性服務的風險,提高企業(yè)對投入生產(chǎn)性服務進行生產(chǎn)獲得最大凈收益的期望,并且在中間投入服務合約密集度較高時,上述影響也相對明顯 (Vogel,2007[19])。所以,制造業(yè)企業(yè)在這一生產(chǎn)階段的決策行為,不僅受到契約不完全程度的影響,還與契約制度環(huán)境的優(yōu)劣有關。

基于上述分析,筆者提出待檢驗的假說:制造業(yè)企業(yè)利用生產(chǎn)性服務受到契約制度的影響,契約制度環(huán)境越好,制造業(yè)企業(yè)利用生產(chǎn)性服務的比重越大;在交易越復雜的行業(yè),即對契約依賴程度較大的行業(yè),契約制度環(huán)境的這種影響越大。

四、計量模型與數(shù)據(jù)

（一）計量模型

基于上述的討論,我們建立如下計量模型:

在此我們規(guī)定i和z分別表示行業(yè)和地區(qū)。被解釋變量Psiz為地區(qū)z的行業(yè)i對生產(chǎn)性服務的利用率。解釋變量中,為了便于理解,地區(qū)特征變量均為大寫,行業(yè)特征變量均為小寫。式 (1)中,deni為行業(yè)i的契約密集度;ENVz為地區(qū)z的契約制度;τi是行業(yè)固定效應,控制不隨地區(qū)變化的其他行業(yè)特征;τz是地區(qū)固定效應,控制不隨行業(yè)變化的其他地區(qū)特征因素;deni×ENVz則為行業(yè)契約密集度和地區(qū)契約制度的交互項。為準確理解式 (1)中估計系數(shù)β1的經(jīng)濟含義,我們假設契約制度不同的兩個地區(qū)c和d以及契約密集度不同的兩個行業(yè)i和j,其中地區(qū)c的契約制度完善程度高于地區(qū)d,行業(yè)i的契約密集度高于行業(yè)j。先取同一地區(qū)在行業(yè)i和j上生產(chǎn)性服務利用率的擬合值并求差分,分別得和其中p^sic是地區(qū)c在行業(yè)i上生產(chǎn)性服務利用率擬合值的縮寫形式。然后差分即得:

其中固定效應在兩次差分過程中消去?？梢?如果估計系數(shù)^β1為正,則式(1)預測相比契約密集度較低的行業(yè)j,契約制度較完善的地區(qū)c在契約密集度較高的行業(yè)i上對生產(chǎn)性服務的利用率更高。這就是 “差異中差異”估計方法的核心思想之所在。

為行業(yè)特征和地區(qū)特征交互項控制變量,其中是行業(yè)的特征n,為對應的地區(qū)特征。具體來說,本文共控制了四個變量,包括行業(yè)人力資本密度與地區(qū)人力資源稟賦的交互項hri×HRz、行業(yè)物質(zhì)資本密度和地區(qū)物質(zhì)資本稟賦的交互項ki×Kz、行業(yè)外商投資和地區(qū)對外貿(mào)易的交互項fdii×TRAz、行業(yè)規(guī)模經(jīng)濟程度和地區(qū)人均生產(chǎn)總值的交互項scalei×PGDPz,以上交互變量的估計系數(shù)βn的經(jīng)濟學含義與β1類似,不再贅述。

（二）變量選取和數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量。

生產(chǎn)性服務利用率 (Ps)①本文使用 “中間需求率”的動態(tài)變化對生產(chǎn)性服務業(yè)細分行業(yè)情況進行判斷。以2007年投入產(chǎn)出表為基礎,計算2007年的部分服務業(yè)中間需求率,對于中間需求率在50%左右的服務行業(yè),本文考慮其中間需求率的動態(tài)變化,即分別計算1997、2002年該行業(yè)的中間需求率,最終將交通運輸、倉儲和郵政業(yè),信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè),金融業(yè),租賃和商務服務業(yè),科學研究、技術服務和地質(zhì)勘查業(yè)五個細分行業(yè)劃分為生產(chǎn)性服務業(yè),這種劃分與國內(nèi)部分學者劃分一致,如顧乃華 (2011)、宣燁 (2012)。:本文使用投入—產(chǎn)出法對制造業(yè)生產(chǎn)性服務利用率進行測算。具體計算方法如下:

上式中,Uij為行業(yè)i對行業(yè)j產(chǎn)出的利用率,xij表示行業(yè)j總產(chǎn)出中作為中間投入進入行業(yè)i生產(chǎn)過程的部分,和Γj分別表示行業(yè)j的中間使用部分和最終使用部分,二者之和即為行業(yè)j的總產(chǎn)出。當行業(yè)i和行業(yè)j分別屬于制造部門和生產(chǎn)性服務部門時,Uij即為制造行業(yè)i對生產(chǎn)性服務行業(yè)j的利用率,記為Psij。同理,可得制造行業(yè)i對生產(chǎn)性服務的總利用率:

目前,我國各省份投入產(chǎn)出表僅報告了42個部門的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)②由于西藏的部分數(shù)據(jù)缺失,為保持數(shù)據(jù)的完整性,本文采用除西藏以外的30個省份的數(shù)據(jù)。,其中制造業(yè)共有17個大類,這與 《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》 (GB/T4754-2002)中劃分的行業(yè)并不一一對應。所以,我們首先根據(jù)2007年我國135部門投入產(chǎn)出表中制造業(yè)細分行業(yè)的數(shù)據(jù),計算細分行業(yè)在42個部門投入產(chǎn)出表中的制造業(yè)17個大類中的構成權重,然后再按照此權重對各省份投入產(chǎn)出表中制造業(yè)部門17個大類行業(yè)的數(shù)據(jù)進行拆分和合并,使其與 《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2002)中的兩位數(shù)代碼行業(yè)相對應,最后根據(jù)2007年各省份42個部門投入產(chǎn)出表,計算各省份29個制造行業(yè)的生產(chǎn)性服務利用率。

2.核心解釋變量。

(1)地區(qū)契約制度 (ENV):本文使用地區(qū)契約環(huán)境作為地區(qū)契約制度的代理變量。由于有效保護市場中生產(chǎn)者的合法權益是市場正常運行的必要條件(樊綱等,2003[20]),因此我們主要采用樊綱等(2011)[21]測算的各地區(qū)市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境指標衡量地區(qū)的契約環(huán)境,該數(shù)據(jù)主要由市場中介組織的發(fā)育程度、對生產(chǎn)者合法權益的保護、知識產(chǎn)權的保護、消費者權益的保護四項指數(shù)加權而成,數(shù)值越大說明地區(qū)契約環(huán)境越好、制度越完善,最大值為10。

(2)行業(yè)契約密集度 (den):根據(jù)Nunn(2007)[22]的研究,本文以各行業(yè)專用性中間品投入程度差異為基礎來衡量行業(yè)契約密集度。由于專用性資產(chǎn)的存在,其會對各行業(yè)的中間品投入選擇產(chǎn)生一定的影響,各行業(yè)對契約的依賴程度不同,不同行業(yè)的契約密集度也存在差異,即行業(yè)契約密集度反應各行業(yè)對地區(qū)契約制度的敏感程度。Nunn(2007)[22]通過構造契約密集度指標來衡量產(chǎn)業(yè)對契約制度環(huán)境的依賴程度。其中,θij=uij/ui,uij表示行業(yè)i使用行業(yè)j的投入,ui表示行業(yè)i使用的全部投入;表示銷售中既不是 “機構交易”,也沒有 “參考價格” 的產(chǎn)品所占比例;表示銷售中不是 “機構交易”,但是有 “參考價格”的產(chǎn)品所占比例。Ei數(shù)值越大表明行業(yè)i對契約的依賴性越強,其對契約環(huán)境的變化越為敏感 。國內(nèi)許多學者在進行相關研究時大多直接采用了Nunn(2007)[22]的數(shù)據(jù)來衡量該指標 (茹玉驄,2009[23];李坤望和王永進,2010[24];盛丹和王永進,2010[25];王永進等,2010[26];劉斌等,2011[27])。這是因為我國的行業(yè)統(tǒng)計中缺少了項的統(tǒng)計,使我們難以對契約密集度進行核算,如果盲目采用其他統(tǒng)計量進行替代,可能會使該統(tǒng)計量喪失了初始的含義 (盛丹和王永進,2010[25])。另外,該指標是基于美國的數(shù)據(jù)計算得到的,行業(yè)的契約密集度將不可避免地受到一個國家或地區(qū)契約制度的影響,由于美國的契約制度相對完善,采用美國的數(shù)據(jù)則可以盡可能地消除國家或地區(qū)特征對行業(yè)契約密集度的影響(王永進等,2010[26])。

為與以往文獻保持一致,且便于比較,本文直接采用Nunn(2007)[22]的行業(yè)契約密集度數(shù)據(jù),并參考李坤望和王永進 (2010)[24]的排序,具體如表1所示。

3.行業(yè)特征的控制變量。

(1)人力資本密度 (hr):本文使用制造業(yè)細分行業(yè)科技人員在行業(yè)從業(yè)人員中的比重衡量。制造業(yè)細分行業(yè)科技人員數(shù)和行業(yè)從業(yè)人數(shù)的數(shù)據(jù)均取自《中國經(jīng)濟普查年鑒2008》。

(2)物質(zhì)資本密度 (k):本文使用制造業(yè)細分行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額與行業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量。制造業(yè)細分行業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額和行業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)均來自 《中國經(jīng)濟普查年鑒2008》。

(3)外商直接投資 (fdi):本文使用制造業(yè)細分行業(yè)外商直接投資額與行業(yè)產(chǎn)值的比重衡量。其中,外商直接投資額根據(jù)當年匯率中間價調(diào)整為人民幣計價。制造業(yè)細分行業(yè)外商直接投資額和行業(yè)總產(chǎn)值的數(shù)據(jù)均來自 《中國經(jīng)濟普查年鑒2008》,人民幣匯率 (年平均價)數(shù)據(jù)來自 《中國統(tǒng)計年鑒2009》。

(4)規(guī)模經(jīng)濟程度 (scale):本文使用制造業(yè)細分行業(yè)從業(yè)人數(shù)與企業(yè)數(shù)量的比值衡量。制造業(yè)細分行業(yè)從業(yè)人數(shù)和企業(yè)數(shù)量的數(shù)據(jù)取自 《中國經(jīng)濟普查年鑒2008》。

表1 制造業(yè)各行業(yè)契約密集度

4.地區(qū)特征的控制變量。

(1)人力資源稟賦 (HR):本文使用各省份高等教育在校人數(shù)與各省份年末常住人口比重衡量。各省份高等教育在校生人數(shù)和年末常住人口數(shù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒2009》。

(2)物質(zhì)資本稟賦 (K):本文使用各省份物質(zhì)資本存量與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。其中,省際物質(zhì)資本存量參照張軍等 (2004)[28]的思路,根據(jù)永續(xù)盤存法,以2000年為基期進行估算。同時,各省份生產(chǎn)總值也根據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)按2000年為基期計算。各省份固定資本形成總額、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)均來自 《中國統(tǒng)計年鑒2001—2009》。

(3)對外貿(mào)易 (TRA):本文使用各省份外商投資企業(yè)進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重衡量。其中,各省份外商投資企業(yè)進出口總額根據(jù)當年匯率中間價調(diào)整為人民幣計價。各省份外商投資企業(yè)進出口總額、地區(qū)生產(chǎn)總值和人民幣匯率 (年平均價)的數(shù)據(jù)均來自 《中國統(tǒng)計年鑒2009》。

(4)人均生產(chǎn)總值 (PGDP):各省份人均地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)取自 《中國統(tǒng)計年鑒2009》。

表2給出了各變量的統(tǒng)計性描述①為保持數(shù)據(jù)的完整性,我們將統(tǒng)計年鑒中個別空缺的數(shù)據(jù)以近似0的數(shù)值進行了插值,所以部分變量的最小值會顯示為0。。可以看出,各省份制造業(yè)細分行業(yè)的生產(chǎn)性服務利用率之間存在較大差異,變異系數(shù)達到1.55。各省份人均生產(chǎn)總值的差異也非常明顯,變異系數(shù)為1.54。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

五、估計結果及分析

（一）生產(chǎn)性服務總利用率的估計

本文首先使用普通最小二乘法 (OLS)估計契約制度對制造業(yè)生產(chǎn)性服務總利用率的影響。為考察估計結果的穩(wěn)健性,我們在回歸方程中逐步加入一系列控制變量,表3中第 (1)列為只包括契約制度與契約密集度交互項的估計結果,第 (2) ～(5)列為進一步加入控制變量的估計結果。第 (1)列顯示,契約制度與契約密集度交互項的估計系數(shù)為正,并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。第 (2) ～(5)列中,隨著我們逐步加入控制變量,契約制度與契約密集度交互項的系數(shù)仍然為正,雖然統(tǒng)計顯著性有所下降,但是并沒有發(fā)生根本性變化。因此,可以初步證實估計結果的穩(wěn)健性。上述結果表明,在契約制度環(huán)境良好的地區(qū),地區(qū)契約成本的降低與生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境的改善會促使制造業(yè)企業(yè)投入生產(chǎn)性服務,并且隨著行業(yè)契約密集度的提高,制造業(yè)企業(yè)對生產(chǎn)性服務的利用率會明顯增加。此外,人力資本密度和人力資源稟賦對制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的影響顯著為正,即在人力資源稟賦豐富的地區(qū),人力資本密度高的行業(yè)更傾向投入生產(chǎn)性服務。物質(zhì)資本密度和物質(zhì)資本存量交互項的估計系數(shù)顯示,物質(zhì)資本豐裕的地區(qū)在資本密集度高的行業(yè)上對生產(chǎn)性服務的利用率更高。外商投資和地區(qū)對外貿(mào)易交互項的系數(shù)顯著為正,表明對外貿(mào)易活躍的地區(qū)在外商投資高的行業(yè)可以更充分地利用生產(chǎn)性服務。規(guī)模經(jīng)濟程度與人均GDP的交互項系數(shù)顯著為正,說明人均GDP較高的地區(qū)在規(guī)模經(jīng)濟明顯的行業(yè)可以推動制造業(yè)增加生產(chǎn)性服務投入,這與相關文獻的結論一致。

表3 生產(chǎn)性服務總利用率的估計結果

（二）生產(chǎn)性服務細分行業(yè)利用率的估計

為進一步研究制造業(yè)對生產(chǎn)性服務業(yè)細分行業(yè)的利用情況,本節(jié)細分生產(chǎn)性服務行業(yè)對樣本進行回歸。表4中第 (1)列為生產(chǎn)性服務業(yè)總利用率回歸結果,第 (2) ～ (6)列分別為交通運輸、倉儲和郵政業(yè),信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè),金融業(yè),租賃和商務服務業(yè),科學研究、技術服務和地質(zhì)勘查業(yè)利用率的回歸結果。結果顯示,契約密集度和契約制度交叉項的估計系數(shù)均為正,金融業(yè)與租賃、商務服務業(yè)對應的估計系數(shù)為正但并不顯著?？梢钥闯?契約制度并不是影響制造業(yè)利用金融服務和租賃、商務服務的主要因素?？赡艿慕忉尀?一方面由于我國金融和租賃、商務服務發(fā)展相對滯后,不能滿足制造業(yè)需求的多樣性,從而導致制造業(yè)對生產(chǎn)性服務的利用率較低;另一方面由于這些行業(yè)受到宏觀經(jīng)濟形勢和相應政策導向的影響較大,從而弱化了制度因素的作用。

表4 生產(chǎn)性服務業(yè)細分行業(yè)利用率的估計結果

續(xù)前表

（三）內(nèi)生性檢驗

根據(jù)生產(chǎn)性服務業(yè)契約密集的獨特屬性 (Clague等,1999[29]),當制造業(yè)增加對生產(chǎn)性服務投入時,可能會對制度環(huán)境提出更高的要求。這意味著,作為被解釋變量的生產(chǎn)性服務利用率可能反過來影響契約制度的質(zhì)量,從而導致有偏的估計結果。因此,為檢驗模型是否存在內(nèi)生性問題,同時考慮數(shù)據(jù)可能存在的異方差問題,我們使用異方差穩(wěn)健的DWH(Durbin-Wu-Hausman)統(tǒng)計量對模型進行內(nèi)生性檢驗①工具變量的選取方面,Acemoglu等 (2001)使用 “殖民者死亡率”作為制度的工具變量,本文參照盛丹和王永進 (2010)的做法,取大饑荒時期死亡率的倒數(shù)作為契約制度的工具變量,這是因為死亡率低的地區(qū)食物供給有制度保障 (范子英等,2009),這種初始制度上的差異可以延續(xù)下來。因此,死亡率低的地區(qū),契約制度也相對有效。另一方面,變量不會對當前企業(yè)的行為有任何直接影響,滿足工具變量的外生性條件。,結果顯示DWH檢驗的F值為0.0530,p值為0.8179,統(tǒng)計上不顯著,不能拒絕 “所有解釋變量均為外生”原假設。因此,本文OLS回歸不存在內(nèi)生性問題。

六、結論與啟示

筆者將不完全契約理論引入制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務領域中進行研究,考察契約制度對制造業(yè)生產(chǎn)性服務利用率的影響。理論分析表明,在契約制度較好的地區(qū),企業(yè)傾向于投入 “生產(chǎn)性服務”以提高生產(chǎn)效率,進而促進制造業(yè)的發(fā)展。在此基礎上,筆者利用2008年省際細分行業(yè)數(shù)據(jù),使用 “差異中差異”的估計方法,考察契約制度對制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的影響。研究結果顯示,地區(qū)契約制度的確是影響制造業(yè)利用生產(chǎn)性服務的重要因素,較為完善的契約制度有助于制造業(yè)企業(yè)充分利用生產(chǎn)性服務,并且這種正向作用在契約密集度高的行業(yè)會得到進一步強化。在控制了資本存量、人力資本,外商直接投資、對外貿(mào)易等因素后,以上結論依然穩(wěn)健。

在上述結論的基礎上,我們可以得到如下啟示。

第一,改善地區(qū)契約制度環(huán)境,提高生產(chǎn)性服務利用率。通過本文的研究,可以看出契約制度的改善對提高制造業(yè)生產(chǎn)性服務利用率有著明顯的促進作用。面對制造業(yè)轉型升級的緊迫形勢,政府在制定相關政策時,應充分考慮制度因素對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要作用,通過改善地區(qū)契約環(huán)境,保證契約制度的有效執(zhí)行,提高制造業(yè)對生產(chǎn)性服務的利用效率。

第二,完善地區(qū)司法制度建設,加快政府職能的轉變。完善的法律法規(guī)和高效的司法體系能夠提供穩(wěn)定的政策環(huán)境,有利于市場交易機制的形成。只有在自由、公平的市場中,企業(yè)才會有動力引入生產(chǎn)性服務進行技術投資和創(chuàng)新。因此,通過完善法律法規(guī),加快政府職能的轉變,從保證契約執(zhí)行的公正性入手,激勵制造業(yè)企業(yè)將生產(chǎn)性服務投入到生產(chǎn)中。

第三,推動地區(qū)契約 “軟環(huán)境”建設,建立良好的社會制度環(huán)境。保障契約有效執(zhí)行的法律機制和法律實施可以看作契約的 “硬環(huán)境”,與此相對應,可將傳統(tǒng)觀念、文化等一些非正式的制度看作契約的“軟環(huán)境”,因為這些因素同樣對經(jīng)濟個體的締約與履約行為產(chǎn)生影響。例如,一個具有良好契約意識的社會,可以減少服務交易契約摩擦帶來的損失,也可以降低監(jiān)督成本,提高經(jīng)濟效率,這種契約意識的提升對于 “生產(chǎn)性服務”的充分利用有著重要的補充作用。