生产性服务业提升制造业生产率的调节机制检验

黄莉芳,黄良文

(1.南京财经大学经济学院,江苏 南京 210046;2.厦门大学经济学院,福建 厦门 361005)

一、问题的提出

生产性服务业提升制造业效率的途径可以通过提高专业化水平、降低服务业平均成本,经由产业关联直接降低制造业平均成本实现。经验表明,生产性服务业特别是诸如金融服务、管理咨询、法律知识产权服务、物流服务、创意服务等高级生产性服务业将极大地提高制造业生产率。此外,生产性服务业供应商为制造商提供长期稳定的服务,降低了经营环境的不确定性,增强了各种生产要素直接提升制造业生产率的能力。例如,专业化的研发设计服务,加快了技术创新提升制造业生产率的速率;发达金融市场提供的专业化融资服务能打破技术革新能力强的中小型科技企业面临的资金约束,保障技术创新如期实现产业化。另外,生产性服务业还通过营造稳定的市场环境和发展条件,进一步调节其他生产要素对制造业的作用。

资本有机构成是指由资本的技术构成决定,并反映技术构成变化的资本价值构成。长期而论,技术进步对劳动的主观和客观条件都会产生影响,资本有机构成可能呈现提高、下降和不变的三种状态[1]。资本有机构成直接影响制造业效率的作用体现在：短期内资本有机构成提高本身就对应了较高层次的技术经济结构,制造业生产率必定变化。生产性服务业调节资本有机构成和制造业生产率的机理是：由高级生产性服务要素营造良好的市场软环境,能高效提升企业资源配置效率,优化物质和人力资本配置关系,并最终提高制造业生产率。

人力资本是一种 “非物力资本”,比物质、货币等硬资本具有更大的增值空间和增值潜力,是现代经济增长的源泉。李胜文等 (2006)论证了人力资本平均水平增长率下降是导致我国TFP增长缓慢的主要原因[2]。孙文杰等 (2009)探讨了技术人员的人力资本积累是影响我国企业自主创新能力的重要因素,因此其存量增长有利于提升制造业生产率[3]。生产性服务业的调节作用体现为：人力资本作为生产性服务业的核心要素,在与制造部门的生产沟通过程中,能快速同制造企业的人力资本产生有效对接,从而正向调节人力资本与制造业生产率之间的关系。

技术创新是指改进现有或创造新的产品、生产过程或服务方式的技术活动,是提高产业劳动生产率的重要动力[4]。沈能 (2006)的研究结论是我国制造业生产率增长主要得益于技术进步水平提高[5]。生产性服务业能通过专业化的研发设计服务提高技术创新能力和驱动力,通过风险投资打破技术创新面临的资金瓶颈,通过市场开发和品牌建设加速实现技术创新的经济社会价值、强化技术扩散效应,以调节技术创新与制造业生产率的作用关系。

本文基于上述理论逻辑假设,以制造业生产率为因变量,资本有机构成、人力资本存量、技术创新能力为自变量,生产性服务业为调节变量,实证检验生产性服务业发展水平对资本有机构成、人力资本存量、技术创新能力与制造业生产率关系的调节效应。

二、研究设计

(一)研究方法

讨论变量之间调节效应的经典方法是在模型中引入调节变量进行调节效应分析。调节变量和中介变量是两个重要的统计概念,相对于自变量和因变量而言,它们都属于第三者,但选取标准存在差别,因此选取变量和构建模型时要以学科理论和经验常识为基础[6]。如果变量Y与变量X的关系是变量M的函数,则称M为调节变量,它影响因变量和自变量关系的强弱和方向。含有调节变量的模型如右图所示：

图1 调节变量示意图

考虑M对Y与X的简单调节模型为：

研究调节效应时需将自变量和调节变量进行中心化变换。Y与X的关系由回归系数a+cM表示,它是M的线性函数,其中c衡量了调节效应的大小。如果c显著,说明M对该系统的调节效应显著。鉴于文中所有变量均为连续型显变量,于是采用带有乘积项的回归模型做层次回归分析。操作步骤是：其一,将自变量和调节变量中心化,做Y对X和M的回归得到判定系数R21;其二,做Y对X、M和XM的回归得到判定系数R22。若R22显著大于R21,则调节效应显著;若XM的回归系数通过显著性检验,调节效应也视为显著。

(二)模型建立、指标选取及数据来源说明

调节效应分析涉及到的三个模型 (简称为模型一、模型二和模型三)分别如下：

其中,MP为制造业生产率;CS、HC、TI、PS分别代表资本有机构成、人力资本水平、技术创新能力和生产性服务业发展水平;CS×PS、HC×PS、TI×PS分别为资本有机构成、人力资本水平、技术创新能力同生产性服务业的交叉项,反映生产性服务业对自变量与因变量的调节效应;ε、ε′、ε″为残差项;β″5、β″6、β″7表示调节效应大小, 根据分层回归分析检验条件,如果 β5″、β6″、β7″回归系数通过显著性检验,表示生产性服务业的调节效应显著存在。

本文侧重考察生产性服务业对各类影响因素和制造业生产率构成的关系系统的调节作用,因此选取制造业生产率而非制造业技术效率为因变量,采用全部国有及规模以上非国有制造企业的全员劳动生产率衡量。生产性服务业及其细分行业发展水平采用产业或行业增加值反映,用交通运输邮电通信业、金融保险业和批发零售贸易餐饮业增加值之和代表生产性服务业发展水平。考虑到批发零售贸易餐饮业的生产服务功能不如其他两类显著,细分行业分析仅针对交通运输邮电通信业和金融保险业讨论。资本有机构成指标采用人均固定资产净值指标反映。人力资本存量在相关研究中均采用平均受教育年限或具有大专以上学历比重体现,但鉴于现实经济活动中由 “干中学”带来的知识资本对生产率作用更为直接,本文选用专业技术人员百分比指标衡量。技术创新能力反映技术变革的实际产出,采用制造业各行业拥有发明专利数指标进行测度。文中调节效应的研究期间为1999-2008年,所有指标涉及数据均来自于 《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国第三产业统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和 《中国劳动统计年鉴》。为保证数据可比性,跟价值有关的数据全部调整为1992年不变价。同时,为满足调节效应分析条件,所有指标数据都进行了中心化处理。通过各种检验程序后,模型最终确定为固定效应模型。

三、调节效应的实证检验

(一)生产性服务业及细分行业对制造业生产率调节效应的实证分析

表1给出了生产性服务业、交通运输邮电通信业以及金融保险业对全国制造业生产率调节效应分析结果。从直接效应角度看,生产性服务业全体和人力资本存量是直接提高制造业生产率的重要因素,说明尽管我国生产性服务业发展水平较低,但它对制造业生产率的直接作用开始逐步显现。以专业技术人才比重衡量的人力资本存量极大地提高了制造业生产率,同前人以平均受教育年限或大专以上教育程度人员比重衡量的人力资本存量作用不显著的分析结果形成鲜明对比,这说明教育程度提升制造业生产率存在门槛效应,而专业技术人员通过 “干中学”能更迅速地将理论和实践融汇贯通,以改善工作效率。

单独研究金融保险业影响制造业生产率发现,金融保险业反而降低了制造业生产率。可能的深层原因是：受历史沿革和体制束缚,制造企业大部分为国有经济性质,与其存在连体关系的金融机构为之提供各种便捷、高效的资金融通和风险管理服务,预算软约束的激励助长制造企业滥用资金的行为,资金的使用效率大打折扣,从而阻碍制造企业生产率提升。交通运输邮电通信业发展水平对制造业生产率直接作用不明显,说明该部门对制造业效率作用不是直接产生的,可能通过调节其他因素与制造业生产率关系产生间接影响。

表1 生产性服务业及细分行业对制造业分层回归分析结果

从调节效应角度看,生产性服务业对资本有机构成和制造业生产率的调节效应显著存在,且调节系数为正,对人力资本、专利技术和制造业生产率的调节效应不显著。这说明生产性服务业除了直接作用于制造业外,还通过优化资本结构间接提高制造业效率,起到经济 “润滑剂”的作用。生产性服务业特别是高端生产性服务业内含的知识资本和技术资本导入生产制造过程,为新技术诞生创造各种条件,这将改变资本有机构成并最终提高生产制造效率。金融保险行业的发展水平对资本有机构成、人力资本存量、专利技术同制造业生产率的调节作用均不存在,原因是我国金融保险业发展还不成熟,制造企业较少开展专业化金融保险服务。交通运输邮电通信业对资本有机构成和制造业生产率的调节效应显著为负,对人力资本存量同制造业生产率的调节效应为正。由于该行业的环境敏感度高,受外生技术冲击影响较大,短期内该部门的技术革新同制造行业现有的技术水平衔接可能出现断层,资本有机构成的内生性调整受阻,从而抑制了制造业生产效率的发挥。但随着以专业技术人才为载体的新技术逐渐渗透到生产制造环节,良好的信息沟通服务加快技术信息传播速度,并最终提高制造业生产率,因此对人力资本水平和制造业生产率关系产生正向调节作用。

(二)生产性服务业对不同类型制造业生产率调节效应的实证分析

表2给出了生产性服务业对不同类型制造业生产率的调节效应分析结果。结论显示,生产性服务业对不同类型制造业作用途径和强度均存在差别。对于劳动密集型制造业,生产性服务业对制造业生产率无直接作用,但调节效应显著。它对资本有机构成和制造业生产率产生正向调节,对技术创新能力和制造业生产率产生反向调节作用。可能原因是：一方面,专利技术研发将占用制造业发展的部分资金;另一方面,新专利技术的大规模产业化和市场化存在时滞,短期内固有的生产性服务业与制造业的新专利技术产生衔接障碍。但随着新技术推广,生产性服务业逐渐融入新的生产制造,企业资源配置趋于优化,从而提高制造业生产率。对于资本密集型制造业,生产性服务业除了直接提高制造业生产率外,还通过作用于资本有机构成、人力资本存量同制造业生产率的关系产生正向调节效应。另外,生产性服务业对技术创新能力和制造业生产率产生反向调节作用。这说明生产性服务业对资本密集型制造业生产率提升的途径是多维的,应把握好各种影响因素之间的平衡关系。资本密集型制造业相对劳动密集型制造业,物质资本和人力资本配置关系相对均衡,生产性服务业投入导致各类资本边际收益变化的幅度降低,体现在各变量的回归系数也相应较小。

表2 生产性服务业对不同要素密集型制造业分层回归分析结果

就技术密集型制造业而言,与直觉相吻合的是人力资本存量和生产性服务业是提高制造业生产率的关键因素。而资本有机构成却大大降低了制造业生产率,这从一个侧面说明当前我国技术密集型行业面临的突出问题不是提高物质资本比重,而是要深入发掘人力资本和知识资本潜力。生产性服务业除了直接作用于制造业生产率外,还通过调节人力资本存量同制造业生产率的关系产生正向影响,调节技术创新能力同制造业的关系产生反向作用。深层原因与前两类制造业相似：技术密集型制造业对新技术变化极其敏感,短期内生产性服务业无法消化这种快速的技术更新能力,制造业生产率提升路径受阻。但专业技术人才作为新思想、新技术的承担者和传递者,为生产性服务业提升制造业生产率提供了合适的通道。

四、结论及启示

研究结论表明,生产性服务业除了对制造业特别是技术密集型制造业产生直接正效应外,还产生调节效应。这种调节效应存在行业差别,但基本规律是正向调节作用主要通过人力资本存量实现,对技术创新能力短期内起负向调节作用,长期内将优化整个制造业的资本有机构成水平,从而提高制造业生产率。相关的政策启示主要有如下两点：

1.生产性服务业能调节人力资本水平与制造业生产率之间的关系,因此要重视和有效发挥人力资本提升制造业生产率的作用,提高人力资本的沟通效率。目前,我国人力资源呈现出存量低、质量差,人力资本产业间和学科间结构极不合理的现象。因此,要增强人力资本对制造业生产率的推动作用,除了加大人力资本投资力度、提高人力资源总量水平外,还要把抓科技人才质量作为提升科技竞争力和产业竞争力的重要突破口;要结合经济发展战略和产业特点,调整人力资本在产业间和行业间的分布结构;优化人力资本在不同创新主体之间的配置,使企业真正成为创新主体。同时要保持生产性服务业与制造业的匹配发展[7]。

2.生产性服务业对技术创新与制造业生产率的调节作用为负,说明技术革新短期内扰乱了资源配置秩序。因此,要尽可能缩短科技产业化时滞,以削弱其对制造业生产率反作用的影响程度;要加强科技产业化能力建设,加快产学研一体化步伐。在我国社会主义市场经济体制建设初期,要充分发挥政府引导和推动功能,有效利用市场在资源配置中的基础性作用,为科技创新产业化提供有效的政策环境,以便扎实有效地推进产学研一体化和科技成果产业化,提高科学技术向生产力转化的速率。

[1]马艳.马克思主义资本有机构成理论创新与实证分析[J].学术月刊,2009,41(5)：68-75.

[2]李胜文,李大胜.我国全要素生产率增长的区域差异[J].数量经济技术经济研究,2006,(9)：12-21.

[3]孙文杰,沈坤荣.人力资本积累与中国制造业技术创新效率的差异性 [J].中国工业经济,2009,(3)：81-91.

[4]Romer D.,Weil D.N.A Contribution to the Empirics of Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics,1992,107(5),pp.407-437.

[5]沈能.中国制造业全要素生产率地区空间差异的实证分析 [J].中国软科学,2006,(6)：101-110.

[6]温忠麟,侯杰泰,张雷.调节效应与中介效应的比较和应用[J].心理学报,2005,(2)：268-274.

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