信息成本、多样性红利与成本加成

张凤云,杨孟禹

(1.安徽科技学院 财经学院,安徽 蚌埠 233000; 2.云南大学 经济学院,昆明 650000)

一、引言

多样性偏好是人类消费行为的普遍特征,多样性偏好的实现与人们的收入水平紧密相关。消费者对产品多样性的偏好是贸易理论的基本假设［1］。产品差异化是破解效用递减规律的重要战略,也是降低资源消耗和环境影响的重要策略,但传统工业化中的信息不对称使产品差异化处于成本不经济状态,只在少数定制化大型机械设备制造和利润率很高的奢侈品中具有经济性。现有研究认为居民收入的增加、资本存量的增加、生产率的提升均是产品多样性的诱因。信息化在扩大消费者对产品多样性认知范围的同时,也降低了多样性产品的搜寻成本。因此,信息革命催生了产品多样性需求。推动产品多样性供给增加,满足人民群众多样化消费需求,是当前推进供给侧结构性改革的关键。在消费者对多样性具有偏好的前提下,信息成本的降低能否促进企业及时调整产品战略,增加产品多样性来满足消费者的需求?企业获取产品需求信息渠道的增加,企业自身是否会由单一产品生产向多产品生产转换?依据新贸易理论,产品多样性的增加会降低区域市场价格指数,从而从价格渠道降低企业的成本加成。此外,信息成本的降低从成本渠道降低了企业生产投入的边际成本,又从成本渠道提高了产品的加成率。综合以上考虑,信息成本的降低对成本加成的影响是不确定的。因此,厘清信息成本对成本加成的影响,从需求侧和供给侧分析信息成本下降所致的产品多样性红利,对提高企业竞争力和盈利能力具有重要意义,对具有多样性特征但经济发展相对滞后的地区实现经济赶超也具有现实指导意义。

二、文献综述

产品多样性是构成一国经济增长和企业规模扩张的重要来源,是企业产品调整也是资源优化配置的重要途径。现有研究多从供给侧角度发现产品多样性由生产率、产品引入成本、市场竞争、市场规模效应和资本存量等内生因素决定［2-5］。在规模经济条件下,产品多样性也是消费者福利的重要来源［6］。从消费者需求的角度看,当消费者收入增加时,消费者的消费模式也会有相应改变。Engel效应表明收入增加带来消费者对多样性产品需求的增加,从而提高消费者福利。当消费者对产品多样性的需求增加时,产品的供给模式也会相应地发生改变。

技术进步引致的信息成本的降低提高了供给和需求的匹配效率。随着互联网技术、通信和传播技术的迅速发展,企业信息搜寻能力的提升扩展了企业信息搜寻集,降低了信息摩擦,企业更易获得最优匹配［7-8］。在信息不再稀缺的条件下,有效信息的获取降低了经济系统的不确定性［9］。信息技术的进步提高了企业供给信息和消费者需求信息的匹配度,降低了二者的信息摩擦以及信息不对称带来的壁垒［9-10］。在国际贸易领域,信息成本的降低有助于提高进口产品的多样性［11-12］,其原因在于信息技术扩展了企业对消费者当前以及预期需求信息的获取,并激励其对资源进行重新配置,扩展产品的多样性,提高自身的盈利能力。

随着信息化水平的不断提升,信息成本的降低对企业的盈利能力也将产生影响。近期研究认为,信息摩擦和信息成本是企业重要的生产成本。ALLEN T研究认为有50%以上进口产品价格的下降归因于信息摩擦,而不是运输成本［13］。因此,信息摩擦与产品价格存在正相关关系［14-15］。那么,信息成本的降低削减了企业的生产成本,在产品价格下降时是否仍然可以提高企业的成本加成,提高生产者剩余,使得产品更具有竞争力,是我们聚焦产品多样化和信息成本的重要原因。

成本加成是衡量企业竞争力的重要指标。企业进入新市场并获取竞争优势,依赖的最重要手段就是创新。产品创新降低了产品需求弹性,基于市场份额效应,使得企业获得更高的加成率［16］。依据AGHION P等的研究,技术前沿企业不断加大对创新的投资,创造出价值更高的产品,提高企业的加成率［17］。因此,企业通过创新带来的价格提升效应,提高了企业的竞争优势［18］。

综上所述,现有研究多从供给侧角度关注产品多样性的内生决定,而结合需求侧来研究的文献比较少。信息成本是连接供给侧和需求侧的一个桥梁,从信息成本的角度出发,探讨产品多样性产生的原因是对现有文献的一个补充。考虑到产品多样性增加带来的消费者福利效应是价格指数的降低,本文进一步探讨信息成本降低是否同时提升了企业竞争力,提高了企业福利效应,并得到肯定性结论。

本文的边际贡献在于:(1)揭示了除生产率、居民收入、资本存量外,信息成本也是产品多样性的内生决定因素;(2)将信息成本引入一般均衡模型,刻画信息成本对产品多样性和成本加成的影响,在理论上更清晰地揭示了信息成本对企业产品多样化的影响途径;(3)分析信息成本通过创新渠道影响产品多样性和成本加成的作用机制。

三、理论模型构建

本文借鉴Dixit-Stiglitz［6］模型,假设消费者同期对其他产品消费记作x0,对制造业产品的消费记作x1,x2,…,xn。由于Cobb-Douglas函数反映了产业内的替代,与本文分析的重点相一致,因此消费者的效用函数采用Cobb-Douglas函数,多样性产品的效用函数借鉴如下二次效用函数:

(1)

产品多样性的含义与DS模型相一致,表示不同消费者使用不同多样性或每个消费者消费多样性的产品,γ为其他产品和制造业产品之间的替代弹性。

假定消费者对不同多样性产品的需求相同,多样性产品的价格也相同,即xi=x,pi=p。消费者的支出函数为x0+npx=I。其中,I为消费者的总支出。在消费者效用最大化条件下得到

(2)

ω(x)反映了多样性产品支出占总支出的比例,通过简单计算得到

(3)

ρ(x)为多样性产品的效用弹性,反映了产量每增加1%,效用变化的百分比。

假设每个企业只生产一种产品,产品市场为垄断竞争,企业生产一种产品的边际生产成本是相同的,记为c。不同于产品销售过程中的信息不完全造成的交易成本τ,企业开拓新的市场所面临的信息成本指的是企业通过提升自身的信息化水平,提高了信息搜寻能力和信息匹配能力,基于较低的注意力配置,获得高质量的信息匹配,扩展了需求空间。在规模经济的假设前提下,需求的增加带来企业生产能力的提升,进而降低了企业的边际生产成本。因此,τc反映了企业信息化水平的提升,降低了企业的边际生产成本,其中0<τ<1。企业基于价格高于边际生产成本进入市场,利润函数为

π=px-τcx-a。

(4)

由企业的利润最大化条件得到

(5)

市场均衡时,将不再有新的企业进入产品市场,在该条件下,得到产品的产出为

(6)

由式(6)可以看出,信息成本的降低增加了产品的产出,表明信息成本的降低提高了企业的信息搜寻能力,挖掘了潜在的消费需求,从而提高了产品的产量,但是企业是否获得更高的议价能力,需要进一步检验。

结合式(2)、式(5)、式(6),得到

(7)

(8)

对式(7)求导得到

(9)

由式(9)可以得到如下命题。

命题1:信息成本的降低提高了企业的成本加成。

信息成本降低,提高了信息匹配成功的概率,增加了消费者对多样性产品的需求。生产商也会增加对多样性产品的供给,为了反映这一问题,对式(7)求导得到

(10)

命题2:信息成本的降低增加了产品的多样性。

四、研究设计

(一)计量模型

本文的基准回归模型如下:

εft,

(11)

εft。

(12)

(二)指标构建

1.产品多样性指标

测度产品多样性的指标比较多,有赫芬达尔指数、收入熵、基尼系数等。本文采用4位码行业赫芬达尔指数来衡量行业层面的竞争程度,其表达式为

(13)

saleij表示企业i的销售收入,指标j表示行业。指标k、n分别表示行业j中企业的总数量、行业总数量。企业多元化水平越高,HHI指数就越低,当企业单一化经营时,该指数为1。该指数比经营单元数更精确地衡量了企业的多元化程度。

作为稳健性检验,本文使用熵指标来测度企业的多元化。该指标不仅考虑同一部门中企业的数量,同时考虑每一个部门的销售收入［19］。熵指标的计算公式如下:

(14)

其中,Pi为企业在第i行业的销售收入占该行业总销售收入的比例。企业多元化程度越高,熵就越高,市场中产品多样化水平也就越高。当企业单一化经营时,该指数为0。熵指数和HHI指数一样都可以用来衡量行业产品多样化水平。

2.信息成本指标

分割指标借鉴桂琦寒和施炳展等的方法,计算在年份t省份z与其相邻的省份平均市场分割程度作为信息成本的代理变量［20-21］。原始数据来源于《中国统计年鉴》2000—2011年的商品零售价格分类指数。由于该时间段海南、重庆、西藏的数据都存在且是连续的,因此在计算时包含了海南、重庆和西藏的数据。

3.成本加成指标

遵循DE L 和WARZYNSKI F的方法计算加成率［22］,为了避免可能存在的共线性问题导致估计失效,采用ACF的方法估计生产函数,以避免可能的共线性问题,并依据LEVINSOHN J和PETRIN A的研究先估计出中间品投入的产出弹性［23］,再依据DE L和WARZYNSKI F的方法计算得到成本加成。

4.控制变量

(1)企业层级控制变量,即企业的年龄、全要素生产率、固定资本投资、就业人数。企业的存续时间越长,内化于产品的知识和技术积累越丰富,社会影响也逐步建立,从而这类企业引入新产品的能力越强［24］。平均工资用企业的工资总额与就业人数比值取对数来表示。固定资本投资反映了企业的资金流动程度。企业的规模越大,越有助于扩大产品的范围,因此采用就业人数作为企业规模的测度。

(2)省级层面的控制变量。借鉴施炳展和李建桐［21］的方法构建地理集聚程度指标,计算公式为

(15)

其中,employeeit表示企业i在年份t的就业人数,outputi,t表示企业i在t年份的总产出,outputz,j,t表示省份z在j行业t年份的工业总产值。proempz,j,t越大,表示地理集聚程度越高,有利于降低企业的运输成本与合约成本,从而提升企业的成本加成。

ln marketzjt指的是在年份t省份z行业j所有样本企业总产值的对数,用来衡量省份z行业j的市场规模。新贸易理论认为,规模经济带来的外部性降低了企业的生产成本,而生产成本的降低有利于成本加成的提升。

ln populationj,t表示在年份t省份j总人口的对数值,单位为万人,数据来源于国家统计局官方网站公布的年度数据。

各省份人均GDP的对数值(unitgdpz,t),单位以千元人民币计,数据来源于国家统计局官方网站公布的年度数据。

(三)描述性统计

本文的数据来源为2000—2011年的中国工业企业数据库和《中国统计年鉴》。为了提高分析的可靠性,对原始数据做了清洗:剔除了企业名称缺失,雇员人数小于8,工业增加值、固定资产净值、销售额、工业生产总值为零或负的数据［25］。各变量描述性统计结果见表1。

表1 描述性统计

五、实证结果分析

(一)基准回归结果

根据前述指数的定义,q增加,表明信息成本增加;赫芬达尔指数越高,产品多样化水平越低。从表2列(1)的基准回归结果可以看出,信息成本的降低提高了产品的多样化水平。在控制了企业层面的控制变量和区域层面的控制变量之后,结果仍然是显著的。增加了控制变量之后,拟合水平由0.05提升到0.204。回归结果表明,企业信息化水平提升有助于降低企业的搜寻成本,获取更为准确的市场需求信息,供给和需求信息匹配的提升扩大了需求市场产品的多样性水平。

表2 基准回归结果

表2列(3)～列(4)的回归结果表明,信息成本的下降提升了企业成本加成,说明信息搜寻成本是影响企业边际生产成本的重要因素,企业信息化水平的提升降低了企业的边际生产成本以及消费者需求弹性,覆盖了产品多样性增加带来的价格损失,提高了企业成本加成。

为进一步消除HHI指数给实证结果带来的偏差,本文采用收入熵指数作为产品多元化指标的测度进行实证检验。与赫芬达尔指数不同,收入熵指数越高,产品多样性水平就越高。从回归结果可以看出,信息成本效应的提高显著降低了产品多样化水平。更换指标后,信息成本的降低同样带来产品多元化的增加,与基准回归结果是一致的。

(二)异质性分析

按照全要素生产率的中位数对样本进行分类,当全要素生产率大于或等于中位数时对Var赋值为1,否则赋值为0,具体结果如表3的列(1)所示。观察结果可知,交互项的系数显著为正,表明信息成本的降低对高生产率企业的产品多样性促进作用更大。高生产率企业生产差异化产品,面临的信息成本也更高,因此对高生产率企业的提升作用也更显著。

表3 生产率差异与区域差异异质性分析

信息成本依托于基础设施建设起作用,由于东部地区和中西部地区地理位置、资源禀赋、经济发展程度的差异,信息成本对产品多样性和成本加成的影响不同。依据全国人大六届四次会议给出的区域划分标准,把样本中涉及的企业按照省份所在的地理位置划分为东部、中西部地区①。当企业为东部地区时,对Var赋值为1,否则赋值为0,具体结果如表3列(2)所示。回归结果表明,东部地区的信息成本降低效应高于中西部地区。直观来看,东部地区基础设施更为健全,是连接国际市场和国内市场的纽带,相较于中西部地区更能够接收到信息成本降低的冲击,提高了其产品多样性。

表3列(3)的结果显示交互效应为负,表明高生产率企业对成本加成的信息成本降低效应高于低生产率企业。可能的原因是,高生产率企业获取信息渠道更广泛,对市场供求信息更为敏感,能够在扩大产品规模的基础上降低边际生产成本,进而提高了企业的竞争力。表3列(4)的结果显示交互效应为负,表明东部地区信息成本降低效应高于中西部地区。东部地区与海外市场贸易更为频繁,信息交换的频率高于西部地区,从而面临更低的信息成本,对产品竞争力提升效应也更显著。

表4汇报了信息成本对不同持续期企业产品多样性和成本加成影响的差异。从回归结果看,存续时间越长的企业,信息成本降低对产品多样性提升效应越弱。对于成本加成来讲,信息成本降低抑制了存续时间更长企业的成本加成。从统计数据分析,进入样本期且存续期在9年以上的企业,占总企业比重的32.84%。存续期低于9年的企业中,高生产率企业占60.78%,因此生产率更高的企业集中在存续期较短的企业,信息成本降低对产品多样性的提升效应越强,表4列(1)的结果验证了上述预期。同样,存续期越短的企业,对价格指数的变化更为敏感,当信息成本降低时对成本加成的提升越高;反过来,存续期越长的企业,当信息成本降低时,面临高生产率企业的竞争效应,会通过降低成本加成来维持原有的市场份额。表4列(3)表明在位企业的存续期越长,信息成本的降低对成本加成的提升效应越弱。

表4 存续期差异与制度成本差异异质性分析

制度成本是制约新产品引入的重要因素。如果企业预期制度成本较高,就会缺少拓展新产品的激励,信息成本的降低就难以对产品多样性产生积极的影响。相反,在制度成本较低的地区,信息成本的降低有利于企业积极拓展新产品的生产,丰富产品的多样性。本文采用《2008年中国营商环境报告》中开办一个新企业所需时间、程序和成本综合排序为划分依据,将全国各个省份以中位数为界限划分为引入成本高和引入成本低的地区,引入成本低的地区对Var赋值为1,否则赋值为0。表4列(2)和列(4)的回归结果表明,制度成本越高的地区,产品的多样性越低,与笔者理论预期一致。从成本加成的回归结果来看,制度成本的差异对成本加成的影响并不显著。

(三)机制检验

根据对工业企业数据库的分析,2004年、2008年、2011年新产品产值数据缺失,因此删除了这3年的数据。在肯定了信息成本对产品多样性和成本加成的溢出效应之后,本文进一步考察信息成本作用于产品多样性和成本加成的作用机理,即通过中介效应模型实证检验信息成本通过创新作用于产品多样性的合理性。信息成本的降低有助于企业低成本获取需求信息,使得需求曲线向右移动,从而增加了均衡时产品的产量,提高了企业的盈利空间。企业通过投资创新,促进了产品间的迭代,增加了产品的多样性。表5列(1)～列(3)汇报了创新的中介效应结果,可以看出总效应大于直接效应,进一步采用sobel检验得到中介效应占总效应的比重为46%。表5列(1)表明,信息成本和产品多样性显著正相关,列(2)表明信息成本的降低显著提高了企业新产品产出;当信息成本和新产品产值同时放入模型中时,信息成本的系数显著下降。以上结果表明,在控制了创新之后,信息成本对产品多样性的作用明显减弱,这就意味着信息成本对产品多样性的影响已部分被企业创新所取代。因此,该回归结果很好地解释了创新是信息成本提升产品多样性的重要渠道。

信息成本的降低提高了企业的利润空间,激励着企业增加对创新的投资。理论上,伴随着信息成本的下降,扩大了企业的盈利空间,引致企业增加对新产品的研发,促进产品质量的提升,提高企业成本加成。表5列(4)表明,信息成本降低的确促进了成本加成的提高。表5列(5)结果显示,交互项系数显著为负,这就意味着伴随创新水平的提升,信息成本的降低显著提高了产品的成本加成。

六、结论

本文基于2000—2011年的中国工业企业数据库、中国统计年鉴构建的高度细化微观企业数据分析我国制造业企业在面临信息成本降低时对产品多样性和成本加成的影响,并分析其内在机制,得到如下主要结论。

首先,在样本期内,企业的信息成本降低会提高市场产品多样性和企业的成本加成,该结论在稳健性检验之后仍然成立。企业创新激励是促进这一溢出效应的内在机制。生产率的差异、地区差异和企业在位时间的差异导致信息成本降低效应的不同。高生产率企业、东部地区以及在位时间更短的企业,信息成本降低对成本加成的促进作用更显著。推动制造业高质量发展的关键在于供给商生产多样性产品与消费者的多样性需求相匹配。满足消费者多样性需要的可能路径之一是降低供给商的信息搜寻成本以及提高供给商和消费者的信息匹配精确度,通过提高企业的创新能力助力制造业产业升级。

其次,加大对中西部地区新进企业的扶持。中西部地区企业以及新进持续在位企业是产品多样性的主要来源。因此,加大对持续在位企业新产品开发的扶持,更有利于提高西部企业的盈利能力和竞争力。

理论上,信息成本的降低提高了产品多样化水平,如何识别新产品的渐进式创新和破坏式创新,对信息成本如何通过路径依赖或路径打破的方式提高企业的创新能力提供了一个新的思路,对增强企业的市场势力具有重要的实践意义,也是本文讫需进一步解决的问题。

注 释：

①根据划分标准,东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省(市),剩余省(区、市)划分为中西部地区。