信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響
——基于“增長效應”與“平滑效應”的比較視角

張 遼 吳聳杰

(1.杭州電子科技大學 經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018；2.山東師范大學 經(jīng)濟學院，山東 濟南 250358)

一、引言

當前,在以中高速、優(yōu)結(jié)構(gòu)、新動力、多挑戰(zhàn)為主要特征的升級轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下，企業(yè)生產(chǎn)效率提升不僅是我國傳統(tǒng)工業(yè)轉(zhuǎn)型升級的突破口，也是著力打造新興產(chǎn)業(yè)競爭新優(yōu)勢的引擎。回顧發(fā)展歷程，不難發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)是在傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的驅(qū)動下實現(xiàn)持續(xù)快速發(fā)展，然而單純依賴廉價勞動力等資源稟賦所決定的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢并不具有持續(xù)競爭優(yōu)勢。我國制造業(yè)在由“制造大國”邁向“制造強國”過程中所遭遇的諸多困難就足以印證這一觀點。譬如生產(chǎn)模式“自我鎖定”造成了我國制造業(yè)在全球價值鏈中的低端鎖定，并且產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新能力與發(fā)達國家的差距十分明顯，以及不同行業(yè)間缺乏協(xié)同發(fā)展導致的產(chǎn)能過剩問題特別突出。任何試圖破解以上發(fā)展障礙的努力均需要建立在生產(chǎn)效率有效提升的基礎之上，或者說，唯有制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的整體提升才能徹底扭轉(zhuǎn)我國制造業(yè)在國際分工中的不利地位，進而實現(xiàn)資源配置效率的提高和核心競爭力的提升。事實上，我國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率在對外開放與充分市場競爭的雙重作用下已經(jīng)實現(xiàn)了較高水平增長，但是近年來制造業(yè)領域生產(chǎn)率增長速度下滑卻也是不爭事實。于是一些重要問題產(chǎn)生了，對于普遍處于升級轉(zhuǎn)型階段的中國制造業(yè)企業(yè)來說，哪些因素促進或者抑制了生產(chǎn)率提升？哪些因素對當前生產(chǎn)率下降乃至波動產(chǎn)生了影響？

毋庸置疑，技術創(chuàng)新在當前制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程中的作用日益凸顯，尤其是新一代互聯(lián)網(wǎng)信息技術沖擊帶來的傳統(tǒng)技術結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變也逐漸成為一種新常態(tài)。全要素生產(chǎn)率作為一種衡量技術創(chuàng)新水平的指標，從根本上體現(xiàn)了制造業(yè)核心競爭優(yōu)勢[1]。在當前各種要素驅(qū)動生產(chǎn)率上升的紅利逐漸消失之際，我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升正面臨內(nèi)外動力缺失的困境，信息技術沖擊下的制造業(yè)技術結(jié)構(gòu)升級必將成為驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升的顯性因素。值得注意的是，由于發(fā)達國家不斷強化其先進技術溢出的壁壘，依靠外部技術因素沖擊驅(qū)動我國制造業(yè)生產(chǎn)率提升的動能勢必會逐漸弱化。那么，我國制造業(yè)企業(yè)是否還有其他能夠推動生產(chǎn)率持續(xù)上升的有效動能呢？遺憾的是，學術界對企業(yè)生產(chǎn)率持續(xù)改進的內(nèi)生動因和運行機制尚未進行充分的研究。隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”時代的來臨，在新一代互聯(lián)網(wǎng)信息技術與傳統(tǒng)制造技術深度融合的影響下，無論是企業(yè)日常經(jīng)營活動還是技術創(chuàng)新活動,對信息技術資源的依賴性均空前增大，從而企業(yè)對組織內(nèi)外部信息資源開發(fā)和利用能力的增強會直接影響到產(chǎn)品或服務成本的降低、管理和決策效率的提升以及競爭新優(yōu)勢的打造。特別是這種信息技術開發(fā)利用能力得益于其稀缺性、無法復制及難以替代等優(yōu)越性，有助于企業(yè)整合信息技術資源而持續(xù)改善組織績效，并快速響應內(nèi)外部環(huán)境變化從而顯著增強企業(yè)的環(huán)境適應性[2]。由此，學術研究的焦點也逐漸從信息技術資源轉(zhuǎn)移到信息技術能力領域，普遍認識到動態(tài)環(huán)境中信息技術能力在企業(yè)敏捷性提高、核心競爭優(yōu)勢構(gòu)建、創(chuàng)新性產(chǎn)品供給等諸多方面具有不可替代的作用。由此，本文針對制造業(yè)企業(yè)信息技術能力及其對生產(chǎn)率的影響開展研究，這對于凸顯其在企業(yè)競爭和成長中的應用價值具有重要意義。

受上述研究的啟發(fā)，本文將基于全要素生產(chǎn)率長期增長與短期波動視角對信息技術能力影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的微觀機制進行解讀。本文的可能貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：一是與其他研究相比，本文不僅分析了信息技術能力對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率水平的正向作用，也未回避信息技術“生產(chǎn)率悖論”這一敏感問題，從而對信息技術能力與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系給出了一個更為全面的解釋；二是將信息技術能力對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響區(qū)分為“增長效應”和“平滑效應”兩個維度，并構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗這兩種效應。

二、文獻綜述和理論準備

早在20世紀80年代，有關制造業(yè)生產(chǎn)率增長及波動問題就引起國內(nèi)外學者的重視，而且涌現(xiàn)了許多非常有價值的成果。隨著研究的深入，學術界注意到企業(yè)獲取、配置各類信息技術資源在實現(xiàn)生產(chǎn)效率提升方面具有十分重要的作用。令人困惑的是，倘若以信息技術為代表的技術供給因素是全要素生產(chǎn)率增進的唯一原因，那么在持續(xù)的研發(fā)投入和技術創(chuàng)新升級的共同作用下，也就不會出現(xiàn)現(xiàn)實中生產(chǎn)效率增長乏力乃至滑坡的事實，這也是所謂的信息技術“生產(chǎn)率悖論”產(chǎn)生的緣由之一?？梢姡谝孕畔⒓夹g為核心的研究框架中關于生產(chǎn)率異質(zhì)性的探討并沒有得到令人滿意的答案。因而，本文將從“增長效應”和“平滑效應”兩個方面分別闡釋信息技術能力影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機理。

(一)信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“增長效應”辨析

就信息技術進步帶來的全要素生產(chǎn)率增長效應而言，經(jīng)濟學家從來都毫不吝惜褒獎之詞。尤其是隨著新一代互聯(lián)網(wǎng)信息技術的廣泛運用及其與傳統(tǒng)制造技術的深度融合，越來越多的制造業(yè)企業(yè)專注于信息技術資源的開發(fā)與應用，寄希望于信息技術能力的提升能夠幫助企業(yè)再造生產(chǎn)率優(yōu)勢。國外學界從信息技術獲取、信息技術共享、信息技術交流等視角，試圖揭示信息技術能力與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的邏輯相關性。如Dedrick和Kraemer(2013)認為，信息技術能力對企業(yè)生產(chǎn)率的影響途徑是降低信息技術相關成本，而這種效應大小取決于企業(yè)人力資源、技術特征和資產(chǎn)狀態(tài)等因素[3]。也有學者區(qū)分了信息技術與信息技術能力的本質(zhì)內(nèi)涵，認為信息技術本身對企業(yè)生產(chǎn)率提升的作用十分有限，但是擁有信息技術能力的企業(yè)則能夠充分搜集、獲取、整合各類信息技術資源，從而顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率[4]。從這個角度看，導致企業(yè)之間生產(chǎn)率水平差異的一個重要原因就是企業(yè)信息技術能力的異同，但是在不同環(huán)境條件下，信息技術能力與企業(yè)生產(chǎn)效率之間的相關性卻存在一定差異。不同于上述研究闡釋了信息技術能力對生產(chǎn)率的直接作用機理，也有學者注意到企業(yè)加強自身信息技術能力建設可能會通過業(yè)務流程優(yōu)化[5]、改善服務水平[6]、信息系統(tǒng)質(zhì)量提升[7]等間接途徑影響到生產(chǎn)率水平。作為一種衡量企業(yè)開發(fā)和運用互聯(lián)網(wǎng)信息技術的能力，企業(yè)信息技術能力高低不僅體現(xiàn)了職能層面配置和應用信息資源的能力，更反映出企業(yè)組織層面協(xié)同管理技術資源、顯性知識以及諸多無形資源的能力。

事實上，已有的研究不僅將信息技術能力視為一個整體變量來探討其對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，還深入到微觀機制層面分析不同類型信息技術能力的差異化影響。如Stoel和Muhanna(2009)利用微觀數(shù)據(jù)檢驗了價值型信息技術能力與競爭型信息技術能力對企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)只有競爭型信息技術能力提升才能夠有效提升企業(yè)信息技術資源的配置[8]。同樣Acemoglu等(2015)認為信息技術“生產(chǎn)率悖論”至少在部分制造業(yè)部門依然存在，信息技術能力只有在被用于企業(yè)組織能力開發(fā)情形下才能改善企業(yè)生產(chǎn)率水平[9]。可見，信息技術能力在塑造企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢的過程中存在對中介因素的依賴，或者說中介變量在一定程度上決定了信息技術能力的生產(chǎn)率增長水平。國內(nèi)學者以中國制造業(yè)企業(yè)為研究對象，充分肯定了信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長效應[10]，不僅認識到信息技術能力作為衡量企業(yè)軟硬件實力、管理水平、技術狀態(tài)的集合體，能夠通過驅(qū)動供應鏈整合而實現(xiàn)生產(chǎn)效率的提升[11]，還發(fā)現(xiàn)信息技術能力的增強有利于組織結(jié)構(gòu)柔性和競爭戰(zhàn)略韌性提升進而間接影響企業(yè)生產(chǎn)效率[2]?？傊畔⒓夹g能力衡量了企業(yè)整合信息技術資源與其他資源的能力，對企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢的獲取與保持至關重要。

上述研究表明，國內(nèi)外學者在大量理論與實證分析基礎上，認為信息技術能力與企業(yè)生產(chǎn)率增長之間存在密切聯(lián)系。由此引來一個問題，即企業(yè)信息技術能力誘發(fā)生產(chǎn)率水平增長的中介傳導機制是什么？該問題的回答不僅關系到企業(yè)如何進行信息技術能力培育，更會影響到企業(yè)生產(chǎn)效率提升的路徑選擇。事實上，從創(chuàng)建企業(yè)核心競爭力不同階段所開展的技術創(chuàng)新活動入手，將技術能力構(gòu)件中的信息技術能力分離出來，便能據(jù)此分析信息技術能力對企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢的傳導機制。一方面，信息技術能力通過強化企業(yè)內(nèi)在潛力挖掘效率從而有助于企業(yè)生產(chǎn)率提升。理論上,企業(yè)借助內(nèi)在潛力挖掘生產(chǎn)率優(yōu)勢需要經(jīng)歷潛力篩選、潛力發(fā)展、潛力激活等一系列過程，但是其中任何一個步驟或環(huán)節(jié)的目標實現(xiàn)均需要建立在較強的信息技術能力基礎上。究其原因，信息技術能力能夠幫助企業(yè)搜集、獲取有用信息，進而協(xié)調(diào)各類生產(chǎn)要素以及整合各類資源。另一方面，由于信息技術能力強的企業(yè)在外部潛力的挖掘、使用、整合過程中，能從快速變化的外部環(huán)境中準確搜尋企業(yè)生產(chǎn)率提升所需要的知識，減少企業(yè)生產(chǎn)效率提升過程中的不確定性并滿足其信息需求，所以信息技術能力通過增強企業(yè)外部潛力挖掘效率而有利于企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢的形成。因此，企業(yè)只有借助信息技術能力才能系統(tǒng)地開發(fā)和利用內(nèi)外部潛力，進而培育并保持企業(yè)生產(chǎn)率優(yōu)勢。

(二)信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的“平滑效應”辨析

從理論上而言,信息技術能力能夠改善企業(yè)組織效率，降低生產(chǎn)與交易成本從而提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。但是在許多企業(yè)的經(jīng)營實踐中，大量信息化資源投入?yún)s并沒有帶來顯著的生產(chǎn)率“增長效應”。信息技術應用的美好愿景與實際效果之間的差距不僅引起了企業(yè)界的廣泛關注，也導致學界期待信息技術能力提升為企業(yè)創(chuàng)造生產(chǎn)率優(yōu)勢的美好愿望開始動搖，并將信息技術能力提升與企業(yè)生產(chǎn)率之間的不一致現(xiàn)象稱為信息技術“生產(chǎn)率悖論”。事實上，信息技術“生產(chǎn)率悖論”問題自提出便引發(fā)國內(nèi)外學界的廣泛討論。單就技術層面來講，信息技術的廣泛應用在提升勞動力生產(chǎn)效率方面的積極作用毋庸置疑，但是在促進企業(yè)生產(chǎn)效率提高的過程中卻要受制于其他因素制約。譬如企業(yè)生產(chǎn)率水平提升需要對能力要素進行充分的整合與重構(gòu)，并將企業(yè)各類其他要素與信息要素深度融合及協(xié)同管理，甚至還需要考慮企業(yè)自身所處的經(jīng)營環(huán)境以及能力匹配問題[12]?？梢?，企業(yè)信息技術能力的生產(chǎn)率增長效應的實現(xiàn)是一個動態(tài)且復雜的系統(tǒng)過程，呈現(xiàn)出較為突出的路徑依賴和不確定性特征。

國內(nèi)學者對于信息技術“生產(chǎn)率悖論”產(chǎn)生的原因進行了多方面歸納總結(jié)。如李丫丫等(2018)基于省域?qū)用娴膶嵶C分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)信息技術僅在汽車制造、電子信息等資本或技術密集型行業(yè)表現(xiàn)出明顯的生產(chǎn)率增長效應，在信息技術吸收能力弱的勞動密集型行業(yè)中并沒有顯現(xiàn)[13]。受限于企業(yè)技術創(chuàng)新模式較強的組織慣性，技術資源分配模式在制度化組織慣性約束下降低了外部信息技術的吸收能力[14]，導致信息技術能力的提升往往伴隨著對外部技術的抵制從而不利于企業(yè)生產(chǎn)效率的增進。尤其是行業(yè)自主創(chuàng)新能力在信息技術能力大幅提升后會發(fā)生潛移默化的提高，從而會對制造業(yè)企業(yè)信息技術的生產(chǎn)率增長效應造成一定程度的“替代”[15]。此外，考慮到信息技術能力的積極作用需要建立在企業(yè)組織變革以及適應性調(diào)整基礎上，所以部分研究還發(fā)現(xiàn)信息技術能力的提升對全要素生產(chǎn)率的影響具有一定的“時滯”效應或“門檻”效應。

綜上，信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不僅僅表現(xiàn)為單純的“增長效應”或者“抑制作用”，在一定程度還具有平抑生產(chǎn)率波動的功能。不難理解，在互聯(lián)網(wǎng)信息技術廣泛滲透的網(wǎng)絡經(jīng)濟環(huán)境中，當企業(yè)信息技術能力達到一個所謂的“臨界值”后，企業(yè)所掌握的信息技術被模仿或者超越的概率減小。網(wǎng)絡擴散的正反饋效應導致信息技術資源的稀缺性進一步被強化，從而信息技術能力通過網(wǎng)絡化價值的指數(shù)增長、技術標準化、路徑依賴等中介機制抑制了生產(chǎn)率波動?；诖?，本文認為信息技術能力的增進，有利于企業(yè)信息分析與決策水平的改善以及產(chǎn)品或服務的創(chuàng)新能力增強，從而在業(yè)務過程不斷優(yōu)化中形成全要素生產(chǎn)率的“增長效應”。與此同時，信息技術能力上升也將平抑企業(yè)生產(chǎn)率波動從而表現(xiàn)出生產(chǎn)率“平滑效應”。為進一步識別信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)驅(qū)動關系，本文基于相關理論分析可簡單刻畫出信息技術能力影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機制(如圖1所示)?？紤]到各種因素的影響方向存在一定差異，二者之間是否為單純的線性關系難以從理論上準確推斷，故而需要對其進行實證檢驗。

圖1 信息技術能力影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機制

據(jù)此，本文選取國家信息化測評中心“中國企業(yè)信息化500強”中部分制造業(yè)上市公司為研究樣本，通過建立企業(yè)動態(tài)面板數(shù)據(jù)計量回歸模型，探究信息技術能力與制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率之間的動態(tài)關系?？紤]到行業(yè)異質(zhì)性下制造業(yè)企業(yè)信息技術能力增進的差異化動因，本文進一步細分行業(yè)面板數(shù)據(jù)來檢驗信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，以期回答信息技術能力提升所帶來的全要素生產(chǎn)率“增長效應”抑或“平滑效應”這一問題。

三、研究設計

(一)計量模型設定

上文的論述表明，企業(yè)信息技術能力對生產(chǎn)率的影響是一個復雜的不確定性過程。已有研究多側(cè)重于對信息技術能力生產(chǎn)率“增長效應”與“抑制作用”的探討，而缺乏對平抑企業(yè)生產(chǎn)率波動的關注。為了更加全面探析企業(yè)信息技術能力的全要素生產(chǎn)率效應，本文分別將信息技術能力的全要素生產(chǎn)率“增長效應”和“平滑效應”作為被解釋變量，構(gòu)建企業(yè)面板數(shù)據(jù)計量模型進行實證分析?？紤]到制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率演化從長期來看是一個動態(tài)發(fā)展過程，不僅受到當前相關因素的作用，也受制于歷史生產(chǎn)率水平的影響。因此，本文在計量分析模型中分別引入企業(yè)全要素生產(chǎn)率“增長效應”和“平滑效應”的滯后項。此外，采用Wooldridge檢驗法對模型殘差項是否存在序列相關進行了檢驗，結(jié)果卡方統(tǒng)計量伴隨概率均很小?？梢娔Ｐ驮诟鞣N情形中均存在序列相關問題，因而靜態(tài)模型可能存在自回歸和內(nèi)生性問題從而導致得不到無偏有效一致的估計結(jié)果。本文實證研究構(gòu)建的計量模型如式(1)和式(2)所示。

(1)

(2)

式(1)和式(2)中，TFP_geit為企業(yè)i在第t期的全要素生產(chǎn)率“增長效應”，TFP_seit為企業(yè)i在第t期的全要素生產(chǎn)率“平滑效應”，ITCit為企業(yè)i在第t期的信息技術能力。為了考察兩者的非線性關系，本文在模型中加入了信息技術能力的平方項并期望二次項系數(shù)為負。Xit為控制變量，包括：企業(yè)規(guī)模(scale)、沉沒成本(cost)、研發(fā)強度(rds)、盈利能力(ip)、所有制結(jié)構(gòu)(ioc)、新興產(chǎn)業(yè)的虛擬變量(emerging)。μ為不隨時間變化的非觀測個體效應；ε為隨機誤差項。

(二)變量與指標構(gòu)建

1.被解釋變量

(1)全要素生產(chǎn)率“增長效應”(TFP_ge)?？紤]到信息技術能力帶來企業(yè)全要素生產(chǎn)率上升是其“增長效應”的最直接體現(xiàn)，本文將采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長速度衡量“增長效應”。具體計算公式為：

(3)

式(3)中， TFPit為企業(yè)i在第t期的全要素生產(chǎn)率，TFPit-1為企業(yè)i在第t-1期的全要素生產(chǎn)率。這里首先需要解決的問題是企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的測度。事實上全要素生產(chǎn)率水平的估算關鍵在于如何處理好“估計方法”和“要素投入度量”這兩大問題。截至目前，諸多估算方法可以歸結(jié)為參數(shù)法和非參數(shù)法兩大類。其中，參數(shù)法中的OLS 法在估算宏觀層面的全要素生產(chǎn)率時十分有效，但是在測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平過程中卻無法解決索羅余值中存在的內(nèi)生性與樣本選擇性偏差問題，進而導致企業(yè)TFP出現(xiàn)高估[16]。適用于微觀企業(yè)生產(chǎn)率水平估算的方法主要有固定效應、半?yún)?shù)方法和 GMM 等計量方法，但是國內(nèi)絕大多數(shù)的研究都采用OP和LP兩種半?yún)?shù)估計方法解決上述問題。

OP法的主要特點是使用投資作為企業(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時的調(diào)整變量，并強調(diào)企業(yè)投資函數(shù)滿足嚴格的單調(diào)屬性，所以投資量為零的樣本企業(yè)要被舍棄進而造成樣本數(shù)據(jù)大量缺失。Levinsohn和Petrin(2003)在OP 法的基礎上提出了LP法，將企業(yè)中間投入品作為代理投入變量[17]。由于LP 法大幅提高了數(shù)據(jù)的使用效率，可避免數(shù)據(jù)截斷問題，而且中間投入的調(diào)整成本較小，能更好地反映生產(chǎn)率的變化[18]。因此，為了更為精確地估計制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率水平，本文使用LP法計算全部樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并將OP法測算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果用于穩(wěn)健性檢驗。

(2)全要素生產(chǎn)率“平滑效應”(TFP_se)。從理論上而言，企業(yè)信息技術能力提升也可能產(chǎn)生平抑生產(chǎn)效率波動的作用，從而表現(xiàn)為一定程度的“平滑效應”，所以本文采用全要素生產(chǎn)率離散程度(TFPD)的倒數(shù)度量“平滑效應”。計算過程中首先參照楊光等(2015)的處理方法[19]，基于上述企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的測度結(jié)果，按照式(4)和式(5)計算出企業(yè)全要素生產(chǎn)率離散程度。

(4)

(5)

2.核心解釋變量(ITC)

目前國內(nèi)外學界在企業(yè)信息技術能力測度方面，無論是理論研究還是實證研究都未能形成完整體系。本文在吳金南等(2014)的方法基礎上[20]，利用國家信息化測評中心歷年發(fā)布的信息化500強排名信息，采取賦值加權(quán)的方法測度企業(yè)信息技術能力。為了有效總結(jié)我國企業(yè)信息化建設的經(jīng)驗和成就，國家信息化測評中心于2003年開展企業(yè)信息化發(fā)展水平的調(diào)研工作，并于2003～2008年連續(xù)發(fā)布了“中國企業(yè)信息化500強”的調(diào)查和測評結(jié)果排名?！爸袊髽I(yè)信息化500強”評價采取了定量分析和定性評價相結(jié)合的方法，具體評價指標不僅包括企業(yè)規(guī)模和投入，還涵蓋了企業(yè)信息化戰(zhàn)略、信息化應用、信息化效能、信息化決策支持能力等維度。相關指標計算采用了綜合評分分析法，并經(jīng)過多輪的專家評審后確定“中國企業(yè)信息化500強”名單。因此，本文采用該測評結(jié)果能夠在一定程度上揭示我國現(xiàn)階段制造業(yè)企業(yè)信息技術能力水平。具體處理方式為，設定Numberi為企業(yè)i在2003～2008年進入“中國企業(yè)信息化 500 強”榜單的次數(shù)，則任意企業(yè)i進入榜單次數(shù)的可能取值分別為6、5、4、3、2、1，即:

Numberi={6，5,4,3,2,1}

(6)

運用賦值加權(quán)方法可得到樣本企業(yè)i在第t期的信息技術能力(ITCit)，計算公式如下：

ITCit=θit×Numberi

(7)

式(7)中，θit為企業(yè)i在第t期的權(quán)重，計算方法為企業(yè)i在第t期工業(yè)增加值占全部樣本企業(yè)工業(yè)增加總值的比重。

3.其他控制變量

本文在關注核心解釋變量的基礎上，還引入如下控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模(scale)。不同規(guī)模的制造業(yè)企業(yè)不僅在創(chuàng)新資源配置效率方面存在差異，而且得到的社會認可度以及政府支持力度也存在較大差異，從而對企業(yè)的生產(chǎn)率水平產(chǎn)生顯著影響。本文采用樣本企業(yè)從業(yè)人員數(shù)量衡量企業(yè)規(guī)模。(2)沉沒成本(cost)。較低的沉沒成本意味著企業(yè)間競爭程度越發(fā)激烈，從而企業(yè)生產(chǎn)效率提升的內(nèi)生動力十分強勁。本文參考孫浦陽等(2013)的方法[21]，以資本與勞動力的比率度量樣本企業(yè)沉沒成本的大小。(3)研發(fā)強度(rds)。作為企業(yè)升級生產(chǎn)工藝、節(jié)約要素投入和降低管理成本的基本手段，技術研發(fā)能夠通過創(chuàng)新效應和學習效應顯著提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)效率。本文以研發(fā)經(jīng)費與銷售收入比值測度企業(yè)研發(fā)強度。(4)盈利能力(ip)。盈利能力的提高能夠有助于企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模、增加新技術應用和研發(fā)創(chuàng)新投入，進而對其生產(chǎn)率提升有顯著的影響。本文采用企業(yè)利潤總額與企業(yè)資產(chǎn)總值的比值衡量企業(yè)盈利能力。(5)所有制結(jié)構(gòu)(ioc)。理論上內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)生產(chǎn)率水平的重要因素。實踐中亦發(fā)現(xiàn)，與國有企業(yè)相比，外資企業(yè)和民營企業(yè)具有明顯的組織結(jié)構(gòu)優(yōu)勢，而這種優(yōu)勢往往轉(zhuǎn)化為更高水平的生產(chǎn)效率[22]。本文引入所有制結(jié)構(gòu)虛擬變量，企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)若為國有企業(yè)則取值為1，否則取0。此外，為了對比分析新興產(chǎn)業(yè)與傳統(tǒng)制造業(yè)，在控制變量中加入衡量是否屬于新興產(chǎn)業(yè)的虛擬變量(emerging)，若是取值為1，否則取值為0。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

1.樣本企業(yè)選取。本文的研究對象是2003～2018年中國制造業(yè)企業(yè)，在樣本企業(yè)選取過程中，一方面為了與本文確立的信息技術能力測度方法匹配，從國家信息化測評中心發(fā)布的“中國企業(yè)信息化500強”(2003～2008年)全部上榜企業(yè)中選取制造業(yè)企業(yè)，共計293家。另一方面，結(jié)合企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平測算的需要，本文對這293家樣本企業(yè)進行篩選：(1)剔除從業(yè)人員數(shù)量、研發(fā)經(jīng)費、銷售收入、資產(chǎn)利潤等相關數(shù)據(jù)不完整企業(yè)19家；(2)剔除財務狀況惡化的ST公司7家；(3)剔除銷售收入低于500萬、企業(yè)固定資產(chǎn)凈值年平均余額低于1000萬的樣本企業(yè)11家。最終保留樣本企業(yè)256家。

2.數(shù)據(jù)來源與處理方法。本文使用的基礎數(shù)據(jù)一部分來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》(2003～2011年)，并按照2011年我國實施的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼》為標準進行歸類。另一方面，針對其他控制變量測算所需數(shù)據(jù)在《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》不夠完全或者準確這一問題，特別是涉及部分上市企業(yè)的財務數(shù)據(jù)，本文采用了WIND數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫以及“巨潮資訊”(www.cninfo.com.cn)提供的上市公司年報信息進行核準。

在測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率過程中，需要利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》整理得到樣本企業(yè)的總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、資本投入、企業(yè)從業(yè)人員數(shù)量和企業(yè)中間投入等數(shù)據(jù)。首先，分別用以2003年為基期的工業(yè)品出廠價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和原材料、燃料、動力購進價格指數(shù)對以上數(shù)據(jù)進行平減，該三類價格指數(shù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。其次，由于該數(shù)據(jù)庫存在2008年前后樣本匹配不一致、指標存在缺失和異常以及測量誤差等問題[23],本文將參考龔關和胡關亮(2013)的方法[18]，利用企業(yè)名稱、企業(yè)法人代碼、省地縣碼、電話號碼等企業(yè)基本信息對樣本企業(yè)進行匹配。此外，企業(yè)資本存量則是將資本賬面價值以2003年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減后得到的實際資本存量。實際投資額的計算是根據(jù)相鄰兩年的固定資產(chǎn)原值的差額進行價格指數(shù)平減后得出，企業(yè)的折舊額直接采用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》報告結(jié)果。最后，利用整理出的數(shù)據(jù)估計各個企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)，進而計算出各個企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

四、實證過程與結(jié)果分析

(一)基準估計

由于模型中引入被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，常規(guī)估計方法不能保證參數(shù)回歸結(jié)果的一致和無偏，因此本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，并以OLS估計結(jié)果作為對照，如表1所示。基準估計結(jié)果表明：滯后一期的全要素生產(chǎn)率增長效應(TFP_ge)和滯后一期的全要素生產(chǎn)率平滑效應(TFP_se)的系數(shù)均在5%水平上顯著大于零，說明制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的持續(xù)增長和周期性波動均表現(xiàn)出明顯的慣性特征。但是企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長效應要顯著弱于平滑效應，表明當期全要素生產(chǎn)率水平受到滯后期的影響所呈現(xiàn)出的正向促進作用要低于平滑抑制作用,或者說企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平持續(xù)提高所表現(xiàn)出的慣性特征并不能持久存在。由“增長效應”(TFP_ge)的回歸方程估計結(jié)果可以看出，無論是在靜態(tài)OLS回歸還是在動態(tài)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果中信息技術能力都顯著為正，表明信息技術能力增強能夠顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平。實證結(jié)果進一步驗證了上文的理論觀點，信息技術能力增長有利于增強企業(yè)的產(chǎn)品或服務的創(chuàng)新能力，并產(chǎn)生了明顯的全要素生產(chǎn)率增長效應?！捌交?TFP_se)回歸方程的估計結(jié)果顯示了信息技術能力與生產(chǎn)率波動之間的正向關系，即信息技術能力提升在一定程度上加劇了企業(yè)全要素生產(chǎn)率波動從而未形成明顯的“平滑效應”?？梢?，企業(yè)信息技術能力提升在有利于生產(chǎn)率絕對水平增進的同時卻未能平滑生產(chǎn)率波動。該結(jié)論一方面在某種程度上解釋了我國制造業(yè)企業(yè)近年來出現(xiàn)生產(chǎn)率增長速度普遍下滑的現(xiàn)象，另一方面也是對“信息技術生產(chǎn)率悖論”這一理論觀點的支持和肯定。

基準回歸結(jié)果同樣反映了信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在非線性影響。具體表現(xiàn)在信息技術能力平方項(ITC2)在系統(tǒng)GMM估計下系數(shù)分別為0.077和-0.014，且均通過了顯著性檢驗,即信息技術能力與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長效應之間呈現(xiàn)“U”型關系。不難理解，當企業(yè)信息技術能力處于較低狀態(tài)下，企業(yè)整合信息技術資源與其他資源的能力較弱，信息技術“生產(chǎn)率悖論”將普遍存在于制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中。但隨著企業(yè)信息技術能力的不斷提升，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平得益于信息資源優(yōu)化配置、組織結(jié)構(gòu)柔性提高以及供應鏈整合效率提高等好處，最終實現(xiàn)持續(xù)增長。相反，信息技術能力在平抑全要素生產(chǎn)率波動方面呈現(xiàn)倒“U”型變化規(guī)律。究其原因，信息技術能力在初期通過強化技術標準化、技術路徑依賴等途徑平抑了企業(yè)生產(chǎn)率的波動。但是隨著互聯(lián)網(wǎng)信息技術網(wǎng)絡擴散的正反饋效應不斷強化，企業(yè)信息技術能力提升反而助長了生產(chǎn)率的離散變動。

在控制變量方面，盈利能力(ip)、研發(fā)強度(rds)的提高不僅有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對水平的上升，還能夠緩和生產(chǎn)率波動而具有明顯的“平滑效應”?？赡艿脑蚴?盈利能力較強的企業(yè)往往能夠支撐較高的技術研發(fā)強度，而新產(chǎn)品或技術的研發(fā)周期較長，導致研發(fā)投入能夠長時期積極作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平上升且抑制生產(chǎn)率的波動。但是企業(yè)規(guī)模(scale)擴大與企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長之間的關系并不顯著，或者說企業(yè)規(guī)模的擴張并不必然帶來生產(chǎn)效率的持續(xù)提升，但在抑制生產(chǎn)率波動方面卻有較好的表現(xiàn)。從虛擬變量所有制結(jié)構(gòu)(ioc)的回歸系數(shù)來看，一方面表明以國有資本占主導地位的所有制結(jié)構(gòu)類型往往抑制了生產(chǎn)效率提升，另一方面卻反映了國有資本比重高的企業(yè)在應對全要素生產(chǎn)率波動的挑戰(zhàn)方面或許更有作為。虛擬變量(emerging)的回歸結(jié)果意味著新興產(chǎn)業(yè)領域制造企業(yè)相對于傳統(tǒng)制造企業(yè)在全要素生產(chǎn)率持續(xù)改善及平滑波動方面優(yōu)勢明顯。

表1 基準回歸結(jié)果

注：(1)*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；(2)OLS回歸和2SLS回歸結(jié)果中，圓括號內(nèi)的數(shù)值為對應估計值的t統(tǒng)計量，在系統(tǒng)GMM估計結(jié)果中，中括號內(nèi)的數(shù)值為對應估計值的Z統(tǒng)計量。下表同。

(二)內(nèi)生性考察

盡管在基準估計中運用了系統(tǒng)GMM方法并通過控制時間固定效應和地區(qū)固定效應，能夠有效修正異方差及自相關并緩解了遺漏重要變量的內(nèi)生性問題。但是基于兩個方面因素的考慮仍然要繼續(xù)討論內(nèi)生性問題：其一，滯后一期的生產(chǎn)率增長效應和滯后一期的生產(chǎn)率平滑效應與誤差項倘若具有相關性，將會導致估計結(jié)果的非一致性；其二，企業(yè)生產(chǎn)率水平的增長與波動之間可能存在邏輯上的因果關系，從而上述的基準回歸可能產(chǎn)生聯(lián)立內(nèi)生性。因此，本文進一步采用基于OP法測算出的TFP_ge和TFP_se作為滯后一期的工具變量，進行兩階段最小二乘估計(2SLS)以得到可信度更高的估計結(jié)果。如表1所示，檢驗結(jié)果拒絕弱工具變量的原假設，說明選擇OP法測算出的被解釋變量作為工具變量是有效的。對比系統(tǒng)GMM估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，2SLS估計得到的信息技術能力對企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長效應與平滑效應的回歸系數(shù)均顯著為正，這與基準回歸結(jié)果基本吻合，即信息技術能力增進能直接帶來企業(yè)生產(chǎn)率水平提升，但同時也出現(xiàn)了加劇生產(chǎn)率波動的情形。此外，信息技術能力平方項(ITC2)的估計結(jié)果同樣指出兩者關系的復雜性，較低水平的信息技術能力有利于平抑企業(yè)全要素生產(chǎn)率的波動，但卻不能顯著提高企業(yè)生產(chǎn)率增長水平。

五、進一步討論：信息技術能力的全要素生產(chǎn)率效應再考察

(一)行業(yè)效應的再考察

基準回歸從樣本企業(yè)總體角度考察了企業(yè)信息技術能力增進對企業(yè)生產(chǎn)率增長及波動的影響?？紤]到不同行業(yè)信息技術能力提升的差異化動機，本文將從行業(yè)異質(zhì)性角度檢驗信息技術能力對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在明顯的行業(yè)差別。按照低技術密集型、中技術密集型和高技術密集型三個類別將全部制造業(yè)企業(yè)細分為三個子樣本。不同細分行業(yè)子樣本回歸結(jié)果如表2所示。從滯后變量的估計結(jié)果來看，全要素生產(chǎn)率增長效應(TFP_ge)的滯后期與當期生產(chǎn)率水平的增長呈顯著正相關關系。從不同細分行業(yè)的比較來看，除高技術密集型行業(yè)外，其他行業(yè)滯后一期的平滑效應(TFP_se)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率波動的當期影響并不顯著。企業(yè)信息技術能力的全要素生產(chǎn)率增長效應在低技術密集型、中技術密集型和高技術密集型行業(yè)中分別為0.011、0.088和0.113?？梢?高技術密集型制造業(yè)企業(yè)信息技術能力的增進對其生產(chǎn)率提升的效果遠遠高于其他行業(yè)。這是因為高技術密集型制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高從根本上源自持續(xù)不斷的技術創(chuàng)新投入，而信息技術能力提升能夠有助于企業(yè)利用信息技術整合信息資源，在優(yōu)化知識資本結(jié)構(gòu)的同時勢必推動企業(yè)生產(chǎn)率水平提高。相比較而言，低技術密集型和中技術密集型行業(yè)多屬于典型的資源消耗型行業(yè)，企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平更加依賴勞動力素質(zhì)、物質(zhì)資本投入和人力資本積累等，而對企業(yè)自身信息技術能力高低并不敏感。該結(jié)果表明地區(qū)經(jīng)濟優(yōu)先發(fā)展高技術密集型制造業(yè)在理論上能夠提升全行業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，而大規(guī)模應用新一代互聯(lián)網(wǎng)信息技術以及增強信息技術能力則能夠顯著強化這一效應。另外，模型估計結(jié)果還顯示，信息技術能力提升在中技術密集型行業(yè)表現(xiàn)出良好的“平滑效應”，即減緩了中技術密集型行業(yè)的生產(chǎn)率波動，但在高技術密集型行業(yè)和低技術密集型行業(yè)中，企業(yè)信息技術能力提升反而會加劇生產(chǎn)率水平的波動。從信息技術能力平方項(ITC2)的回歸結(jié)果來看，高技術密集型企業(yè)信息技術能力與全要素生產(chǎn)率“增長效應”之間的非線性關系并不顯著，表明信息技術“生產(chǎn)率悖論”在高技術密集型制造業(yè)行業(yè)中并沒有得到有力的佐證。

表2 行業(yè)效應回歸結(jié)果①

(二)空間效應的再考察

我國地區(qū)經(jīng)濟不平衡發(fā)展的事實，使得全國層面及東部、中部和西部不同區(qū)域制造業(yè)信息技術水平存在空間差異性。為了考察企業(yè)信息技術能力的全要素生產(chǎn)率“增長效應”與“平滑效應”的空間分異特征，本文進一步按照企業(yè)所在地區(qū)劃分為東部、中部和西部三個子樣本，具體的回歸結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明，企業(yè)信息技術能力增進能夠顯著推動東部、中部和西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升。該結(jié)論與全樣本估計的結(jié)果高度一致，進一步表明了上文結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。值得關注的是，信息技術能力的全要素生產(chǎn)率“增長效應”的絕對水平值在我國三大區(qū)域存在明顯差異。譬如，東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)信息技術能力提高1%，帶來全要素生產(chǎn)率水平顯著提高0.071%，這一效應要遠遠高于中西部地區(qū)的0.031%和0.003%。聯(lián)系當前各地區(qū)大力推動的互聯(lián)網(wǎng)與制造業(yè)深度融合的發(fā)展實踐，經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)在工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)重構(gòu)制造業(yè)價值鏈條、破解生產(chǎn)資源約束以及重塑工業(yè)競爭優(yōu)勢等方面無疑更加出色，進而信息技術能力提升在更好的“信息技術+制造技術”融合環(huán)境中能夠更有效地驅(qū)動生產(chǎn)率提升。此外，與全樣本估計結(jié)果基本一致的是，信息技術能力與全要素生產(chǎn)率波動之間的正相關關系，即企業(yè)信息技術能力在東部、中部和西部地區(qū)均助長了全要素生產(chǎn)率的波動，從而未能表現(xiàn)出明顯的生產(chǎn)率“平滑效應”。

六、結(jié)論與啟示

在信息技術價值實現(xiàn)過程中，企業(yè)信息技術能力增進及其全要素生產(chǎn)率效應一直是學界關注的熱點問題之一，這與信息技術在推動一國或地區(qū)制造業(yè)跨越式發(fā)展過程中提供嶄新的路徑不無關系。即使企業(yè)經(jīng)營實踐中表現(xiàn)出信息技術“生產(chǎn)率悖論”，仍然沒能影響大量學者的研究熱情。但是已有研究較多側(cè)重于對信息技術能力生產(chǎn)率“增長效應”和“抑制作用”的探討，而缺乏對信息技術能力生產(chǎn)率“平滑效應”研究。因此，本文從生產(chǎn)率的長期增長與短期波動的視角，從基礎理論和經(jīng)驗分析兩個方面探討了信息技術能力對制造業(yè)生產(chǎn)率的“增長效應”和“平滑效應”。研究發(fā)現(xiàn)：(1)制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的長期持續(xù)增長和短期波動均表現(xiàn)出明顯的慣性特征，信息技術能力增長有利于改善企業(yè)信息分析與決策水平并產(chǎn)生明顯的生產(chǎn)率“增長效應”，同時也加劇了企業(yè)全要素生產(chǎn)率波動從而未形成明顯的“平滑效應”。(2)進一步考察行業(yè)效應可發(fā)現(xiàn)，高技術密集型制造業(yè)企業(yè)的信息技術能力增進對其生產(chǎn)率的提高效果十分明顯，而低技術密集型和中技術密集型企業(yè)本質(zhì)上具有資源消耗屬性，其全要素生產(chǎn)率水平對企業(yè)自身信息技術能力的高低并不敏感，但在中技術密集型企業(yè)中表現(xiàn)出良好的“平滑效應”。(3)空間效應檢驗發(fā)現(xiàn)，信息技術能力的生產(chǎn)率“增長效應”在我國三大區(qū)域呈現(xiàn)出明顯的空間分異特征，亦未能表現(xiàn)出明顯的生產(chǎn)率“平滑效應”。

本文的研究具有如下啟示：一是，信息技術能力存在顯著的全要素生產(chǎn)率“增長效應”，這要求企業(yè)必須意識到在競爭優(yōu)勢再造中的信息技術價值，不僅要關注與企業(yè)核心能力相匹配的各類信息技術資源，還需最大限度培育更為稀缺、難以復制和無法替代的信息技術能力。但是企業(yè)信息技術能力的形成及其生產(chǎn)率增長效應難以依靠信息技術資源的簡單開發(fā)與應用得以實現(xiàn)，而是根植于信息技術資源與企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略、業(yè)務流程及管理決策的相互融合。二是，信息技術能力增進在一定程度上加劇了我國制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的波動。這說明信息技術“生產(chǎn)率悖論”在我國制造業(yè)領域的現(xiàn)實存在使得企業(yè)應以更全面的角度看待信息技術能力的生產(chǎn)率效應。事實上，企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提升是眾多要素、能力共同作用的結(jié)果，在企業(yè)信息化建設過程中需要包括信息技術能力在內(nèi)的諸多能力協(xié)同發(fā)展才能得以實現(xiàn)。信息技術能力所能發(fā)揮的生產(chǎn)率效應強弱高度依賴于其他能力的協(xié)同作用，一旦信息技術能力與其他基礎能力協(xié)同不足，產(chǎn)生的生產(chǎn)率增長效應必然較弱?？傊?，企業(yè)在信息化建設過程中要科學、合理、有序地推進信息資源的開發(fā)利用，不僅要注重信息技術資源在產(chǎn)品設計、生產(chǎn)、銷售等業(yè)務流程中的嵌入，更需積極促進信息技術資源與知識管理、組織結(jié)構(gòu)和企業(yè)戰(zhàn)略的深度融合。

注釋：

①限于篇幅，文中表2和表3僅報告主要變量的估計結(jié)果，如對其他變量的估計結(jié)果感興趣，歡迎向作者索取。