魏作磊 王鋒波

一 引 言

“制造業(yè)核心競爭力的提升依賴于先進制造業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的深度融合”，此為習(xí)近平總書記在中央全面深化改革委員會會議中對產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提出的深刻見解。制造業(yè)服務(wù)化作為先進制造業(yè)與現(xiàn)代服務(wù)業(yè)融合的重要內(nèi)涵之一，是推動制造業(yè)向全球價值鏈中高端邁進的重要戰(zhàn)略路徑，同樣也是制造企業(yè)謀求高績效，轉(zhuǎn)向新業(yè)態(tài)，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。從生產(chǎn)關(guān)系角度看，制造業(yè)服務(wù)化分為投入服務(wù)化和產(chǎn)出服務(wù)化，產(chǎn)出服務(wù)化反映了制造企業(yè)向“微笑曲線”兩端服務(wù)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)型，而在這一過程中，制造企業(yè)生產(chǎn)環(huán)節(jié)中知識、技術(shù)等服務(wù)要素的密集度持續(xù)提高，從而作用于制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)，制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化發(fā)展水平也就成為影響企業(yè)績效的重要因素。

隨著中國人口紅利消失以及國際競爭持續(xù)加劇，中國制造企業(yè)亟需重新定義其核心競爭力，以推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級進程。《中國制造2025》中明確提出，“加快推進裝備制造業(yè)與新一代信息技術(shù)服務(wù)業(yè)深度融合是實現(xiàn)智能制造工程的重要戰(zhàn)略路徑?！币虼?，加快制造業(yè)服務(wù)化發(fā)展是中國經(jīng)濟發(fā)展形勢所需。本文首先基于產(chǎn)品市場競爭視角，從市場勢力和產(chǎn)品差異化兩方面總結(jié)了制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效的作用機制，其次以2008-2018年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運用PSM-DID方法對制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效的關(guān)系進行了實證檢驗，最后根據(jù)研究結(jié)論得到了實現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的相關(guān)政策啟示。

二 文獻綜述

關(guān)于制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效的關(guān)系，學(xué)界較多關(guān)注兩個方面：一是制造企業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的實現(xiàn)效果，二是制造企業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的作用機理。國外學(xué)者大多認為制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效間存在正效應(yīng)關(guān)系(Mathieu，2001[1]；Oliva和Kallenberg，2003[2]；Watanabe和Hur，2004[3]；Brax，2005[4])。國內(nèi)學(xué)者從服務(wù)創(chuàng)新(曲婉等，2012[5]；姜鑄和李寧，2015[6])、服務(wù)化演進(胡查平和汪濤，2016[7]；王滿四等，2018[8])、制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(陳麗嫻和沈鴻，2017)[9]以及就業(yè)技能結(jié)構(gòu)視角(羅軍，2019)[10]均驗證了此觀點。陳麗嫻和沈鴻(2017)[9]通過構(gòu)建服務(wù)化測算指標(biāo)，基于中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配的雙重差分法(PSM-DID)檢驗了制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型對企業(yè)績效和要素結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)服務(wù)化戰(zhàn)略的實施顯著提升了企業(yè)績效與要素結(jié)構(gòu)水平，但此研究并未進一步對制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的作用機制進行實證探究。另有部分學(xué)者認為制造業(yè)服務(wù)化水平與企業(yè)績效間存在多種關(guān)系。Baveja et al.(2004)[11]、Neely(2008)[12]分別通過案例分析與實證研究發(fā)現(xiàn)制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)盈利能力間呈負效應(yīng)關(guān)系，而Reinartz 和Ulaga(2008)[13]、Kohtamki et al.(2012)[14]、徐振鑫等(2016)[15]、江積海和沈艷(2016)[16]、夏秋和胡昭玲(2018)[17]則認為這一現(xiàn)象一般只出現(xiàn)在發(fā)展不成熟的制造企業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略實施初期，當(dāng)越過風(fēng)險期后，企業(yè)績效才能實現(xiàn)提升，即制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效間呈現(xiàn)正“U”型關(guān)系。陳潔雄(2010)[18]認為制造企業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略實施初始階段更易吸引市場“關(guān)注”，企業(yè)利潤水平可快速提高，隨著服務(wù)化程度持續(xù)加深，企業(yè)盈利水平則會不增反降，與服務(wù)化水平呈倒“U”型關(guān)系。Kastalli和Looy(2013)[19]、李靖華等(2015)[20]對上述觀點提出質(zhì)疑，認為其可能忽略了服務(wù)化程度進一步加深雖會導(dǎo)致企業(yè)資源配置效率下降，盈利能力暫時降低，但企業(yè)自發(fā)調(diào)整與管理調(diào)控可逐漸改變這一配置情況，進而促進企業(yè)績效的再次提升，因此制造業(yè)服務(wù)化與企業(yè)績效間應(yīng)為“先上升、后下降、再上升”的“馬鞍”型關(guān)系。

然而，關(guān)于制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)績效影響的作用機制研究相對薄弱。楊慧等(2012)[21]認為服務(wù)型制造企業(yè)可通過創(chuàng)造差異化優(yōu)勢獲取溢價效應(yīng)，進而促進企業(yè)績效的提升。童有好(2015)[22]通過理論分析發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網(wǎng)+”是實現(xiàn)制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的有效途徑。陳漫和張新國(2016)[23]提出制造企業(yè)嵌入式與混入式服務(wù)轉(zhuǎn)型假設(shè)，并進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)嵌入式服務(wù)轉(zhuǎn)型能顯著提升企業(yè)績效，混入式則帶來企業(yè)績效水平的明顯下降。王娟和張鵬(2019)[24]從技術(shù)溢出視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)制造企業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略與技術(shù)溢出的交互作用可有效提升企業(yè)績效水平。解季非(2018)[25]通過數(shù)值實驗和案例分析方式，從產(chǎn)品層面探討了制造企業(yè)的四種服務(wù)化路徑，發(fā)現(xiàn)選擇何種路徑取決于制造企業(yè)的自身條件和所面臨的市場環(huán)境，但其并未就產(chǎn)品市場競爭環(huán)境作進一步實證探討。

總的來看，現(xiàn)有文獻或是運用實證模型探究制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的實現(xiàn)效果，或是側(cè)重通過理論和案例分析探討制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)績效提升的實施路徑，但對中國制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)的作用機制研究仍很薄弱。與現(xiàn)有研究相比，本文的邊際貢獻可能在于：(1)研究方法的選擇。本文選用能更好地控制內(nèi)生性的準(zhǔn)自然實驗法(傾向得分匹配的雙重差分法，PSM-DID)探究制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效的影響；(2)研究視角的選取。本文基于產(chǎn)品市場競爭視角，從市場勢力和產(chǎn)品差異化兩方面探究制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效的作用機制，并提出研究假設(shè)進行實證檢驗，補充現(xiàn)有研究。

三 研究假設(shè)

根據(jù)環(huán)境配置理論，企業(yè)的管理方式與發(fā)展戰(zhàn)略應(yīng)適應(yīng)其外部環(huán)境，特別是市場競爭環(huán)境(王鋒波，2020)[26]。在服務(wù)化戰(zhàn)略實施過程中，本文認為制造企業(yè)可通過以下兩個作用機制改善市場競爭環(huán)境，進而促進企業(yè)績效水平的提升。

一是“市場勢力”效應(yīng)。市場勢力是企業(yè)獲取同業(yè)競爭優(yōu)勢的重要方式，其綜合體現(xiàn)了企業(yè)的定價和市場壟斷能力(閔連星等，2015)[27]。在服務(wù)化戰(zhàn)略實施過程中，產(chǎn)出方面，制造企業(yè)可通過提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)業(yè)務(wù)獲得客戶的滿足感和認同感，進而提升客戶的依賴度和忠誠度，獲取同業(yè)競爭優(yōu)勢(Vandermerwe和Rada，1988)[28]；投入方面，制造企業(yè)在初期可以以大量資本投入構(gòu)建市場壁壘，提升市場勢力，贏得競爭優(yōu)勢(Gebauer et al.，2011)[29]。徐忠等(2009)[30]、陳甬軍和楊振(2012)[31]、李紹東和唐曉華(2013)[32]通過研究發(fā)現(xiàn)，市場勢力和企業(yè)盈利能力顯著正相關(guān)。王鋒波(2020)[26]認為在制造業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略背景下，市場勢力將在制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型與企業(yè)績效間發(fā)揮關(guān)鍵作用。實際上，Wise和Baumgartner(1999)[33]較早就發(fā)現(xiàn)在制造業(yè)服務(wù)化初期，市場勢力就是一種重要的戰(zhàn)略工具。閔連星等(2015)[27]以中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對制造業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略與企業(yè)經(jīng)營績效的關(guān)系進行了檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)市場勢力與兩者的關(guān)系密切，并在制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)過程中發(fā)揮關(guān)鍵作用?；诖?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：企業(yè)市場勢力在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效間發(fā)揮中介作用，即制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化可通過提高企業(yè)市場勢力促進企業(yè)績效水平的提升。

二是“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)。獲取差異化的產(chǎn)品競爭優(yōu)勢，進而提升企業(yè)的績效水平，是制造企業(yè)實施服務(wù)化戰(zhàn)略的重要原因(Bowen et al.，1989[34]；Yamin et al.，1999[35]；趙玻，2005[36]；芮明杰和李想，2007[37]；程巧蓮和田也壯，2008[38]；Ulaga和Reinartz，2011[39]；袁東陽等，2014[40])。Yamin et al.(1999)[35]研究發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)財務(wù)績效水平提升過程中，產(chǎn)品差異化發(fā)揮重要作用。趙玻(2005)[36]持相同觀點，認為在企業(yè)績效提升過程中，產(chǎn)品差異化是促進企業(yè)獲取市場勢力，進而提升企業(yè)績效水平的關(guān)鍵。Ulaga和Reinartz(2011)[39]通過實證研究進一步指出，制造企業(yè)中服務(wù)支持、員工互動等服務(wù)要素正逐漸替代產(chǎn)品、價格等傳統(tǒng)要素成為差異化的核心競爭要素。袁東陽等(2014)[40]基于案例分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略有助于企業(yè)獲得市場壟斷地位并持續(xù)盈利?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：產(chǎn)品差異化在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)市場勢力間發(fā)揮中介作用，即制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化可通過提升企業(yè)的產(chǎn)品差異化水平，進而提高企業(yè)市場勢力，并最終影響企業(yè)績效。

四 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效影響的實證分析

(一)樣本數(shù)據(jù)選取與變量說明

1. 樣本數(shù)據(jù)選取

本文的研究對象為制造企業(yè)，研究樣本選取自中國滬深A(yù)股上市公司，研究期間為2008-2018年。在實證分析前，首先對數(shù)據(jù)進行篩選與預(yù)處理。具體原則和步驟為：第一，選取2008年作為研究起始年份，一是保證會計準(zhǔn)則的一致性(2006年會計準(zhǔn)則有較大更改)，二是減弱2008年金融危機對實證結(jié)果的影響；第二，刪除2016年12月31日之后上市的制造企業(yè)，保證樣本企業(yè)有兩年以上的平穩(wěn)經(jīng)營；第三，去除2008-2018年期間出現(xiàn)倒閉或破產(chǎn)的樣本企業(yè)，確保考察期內(nèi)數(shù)據(jù)連續(xù)、可得；第四，剔除有PT、ST、*ST標(biāo)注以及數(shù)據(jù)缺失不全的樣本企業(yè)。經(jīng)篩選與預(yù)處理后，本文最終獲得1987家有效樣本企業(yè)數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過企業(yè)網(wǎng)站和企業(yè)年報手動補充。

為了便于制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的區(qū)域?qū)Ρ?，本文?1個省、市、自治區(qū)劃分為三大區(qū)域，并與樣本企業(yè)注冊地匹配對應(yīng)，具體為：經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)，包括北京、上海、天津、廣東、浙江、江蘇、福建、山東、河北、海南；經(jīng)濟較發(fā)達的中部地區(qū)，包含湖南、湖北、河南、江西、安徽、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、遼寧；經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿^大的西部地區(qū)，包括新疆、西藏、青海、甘肅、陜西、重慶、四川、貴州、云南、廣西、寧夏。

2. 變量測算

(1)因變量——托賓Q值。企業(yè)績效的衡量指標(biāo)眾多，如企業(yè)銷售增長率、營業(yè)凈利潤率、基本每股收益以及資產(chǎn)報酬率等，但作為單一指標(biāo)其難以綜合反映企業(yè)多方面的績效水平，且更易被企業(yè)管理者操縱(陳麗嫻和沈鴻，2017)[9]。因此，參考Yermack(1996)[41]、Fang et al.(2008)[42]的研究，用綜合指標(biāo)托賓Q值度量企業(yè)的績效水平，本文托賓Q值的測算公式借鑒陳漫和張新國(2016)[23]的做法，具體為：

Qit=(CMVit+NCMVit+Lit)/TotalAssetsit

式中Qit、CMVit、NCMVit、Lit、TotalAssetsit依次表示企業(yè)i在時間t的托賓Q值、流通股市值、非流通股市值、負債凈值以及總資產(chǎn)賬面價值。

(2)核心解釋變量——制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化水平。制造業(yè)服務(wù)化按生產(chǎn)關(guān)系分為投入服務(wù)化和產(chǎn)出服務(wù)化兩種。前者重點分析制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型時投入品的結(jié)構(gòu)(劉斌和王乃嘉，2016[43]；解季非，2018[25])，投入產(chǎn)出分析是其首選研究方法，但受限于數(shù)據(jù)可得性，投入服務(wù)化研究難度頗大；后者旨在探究制造企業(yè)提供服務(wù)業(yè)務(wù)的形態(tài)和具體內(nèi)容(陳麗嫻和沈鴻，2019[44]；魏作磊和王鋒波，2020[45])，是學(xué)界關(guān)注的重點。本文從產(chǎn)出服務(wù)化角度探究制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型對企業(yè)績效的影響和作用機理時，需要解決的難題是如何對制造企業(yè)的產(chǎn)出服務(wù)化水平進行刻畫。隨著制造業(yè)與服務(wù)業(yè)融合程度的加深，二者邊界日趨模糊，因此如何通過“物質(zhì)”和“服務(wù)”準(zhǔn)確區(qū)分制造企業(yè)的產(chǎn)出，是測算制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化水平的關(guān)鍵。為了準(zhǔn)確地衡量制造業(yè)產(chǎn)出的服務(wù)行為，本文借鑒陳麗嫻和沈鴻(2019)[44]、魏作磊和王鋒波(2020)[45]的統(tǒng)計方法，使用公開可獲得的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)和主營業(yè)務(wù)信息等資料，獲取本文所需的原始數(shù)據(jù)。具體步驟如下：第一，依據(jù)制造企業(yè)的主營業(yè)務(wù)構(gòu)成、主營產(chǎn)品名稱等信息，結(jié)合《2017年國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2017)》，初步篩選、識別該企業(yè)是否開展產(chǎn)出服務(wù)化業(yè)務(wù)。若開展，設(shè)服務(wù)化虛擬變量MSR=1，否則MSR=0；第二，以企業(yè)年報為基礎(chǔ)，查閱主營業(yè)務(wù)收入構(gòu)成中服務(wù)業(yè)務(wù)收入占比，作為制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化水平(MSR_ratio)。

(3)中介變量——市場勢力和產(chǎn)品差異化。邁克爾·波特(1997)[46]指出：“市場競爭是市場經(jīng)濟的基本特征，其目的是區(qū)別市場上同類經(jīng)濟主體，以實現(xiàn)收益水平提高、自身實力增強和戰(zhàn)略目標(biāo)推進?！?閔連星等(2015)[27]認為，“市場勢力和產(chǎn)品差異化是刻畫市場競爭環(huán)境的關(guān)鍵指標(biāo)，可用于描述制造企業(yè)以服務(wù)為導(dǎo)向的戰(zhàn)略決策與外部環(huán)境之間的相互作用?！笔袌鰟萘υ诒疚闹兄甘袌鰤艛鄤萘?，采用勒納指數(shù)(MKP)測算，具體方法為：MKP=(P-MC)/P，式中MKP、MC和P依次代表勒納指數(shù)、邊際成本和產(chǎn)品價格。但邊際成本和產(chǎn)品價格屬于企業(yè)核心機密數(shù)據(jù)，獲取通常受限。因此，本文采用Kale和Loon(2011)[47]、張益明(2011)[48]的處理方式，運用主營業(yè)務(wù)成本與主營業(yè)務(wù)收入代替邊際成本與產(chǎn)品價格，改進測度勒納指數(shù)。在產(chǎn)品差異化水平刻畫方面，本文以銷售收入/主營業(yè)務(wù)收入度量(王志強和洪藝珣，2009)[49]。

(4)控制變量——企業(yè)特征。本文選取企業(yè)相關(guān)特征作為控制變量，企業(yè)相關(guān)特征是績效水平的重要影響因素，具體包括：企業(yè)償債能力，用企業(yè)資產(chǎn)負債率(DEBT)衡量；企業(yè)規(guī)模(SIZE)，以企業(yè)員工總數(shù)的自然對數(shù)度量；企業(yè)年齡(AGE)，以2019減去企業(yè)成立年份測算。具體變量定義及測度方法見表1。

表1 變量定義及其測度

(二)計量模型設(shè)定

內(nèi)生性問題會對實證結(jié)果造成重大估計偏誤，影響研究的準(zhǔn)確性和真實性。因此，為解決雙向因果、多重共線性以及遺漏變量等內(nèi)生性問題，本文提出了如下方案。(1)雙向因果問題。制造企業(yè)為獲取高績效水平，實施服務(wù)化戰(zhàn)略，這是經(jīng)濟學(xué)正向思維。然而，當(dāng)制造企業(yè)的績效水平很高時，知識、技術(shù)、信息等生產(chǎn)要素的密集度也會不斷提高，為區(qū)別同類市場主體，贏得競爭優(yōu)勢，制造企業(yè)更有可能實施以服務(wù)為導(dǎo)向的發(fā)展戰(zhàn)略。因此，本文采用DH(Dumitrescu-Hurlin)面板因果檢驗(1)DH(Dumitrescu-Hurlin)面板因果檢驗是以格蘭杰時間序列因果檢驗為基礎(chǔ)拓展而來，用于檢驗面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系的一種方法，由Dumitrescu和Hurlin于2012年提出。對實證數(shù)據(jù)進行預(yù)分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)核心觀測系數(shù)Z-bar值和Z-bar tilde值均不顯著，故排除了高績效水平誘發(fā)制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型的因果問題。(2)多重共線性問題。為判斷解釋變量間是否存在多重共線性，本文進行了膨脹因子(VIF)檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量的VIF最大值為2.19(遠小于臨界值10)，說明解釋變量間不存在多重共線性。(3)遺漏變量問題。宏觀經(jīng)濟形勢、企業(yè)管理層變動、高層次人才比重等眾多因素共同決定了制造企業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略的實施。為緩解遺漏變量問題造成的估計偏誤，本文在基準(zhǔn)模型中加入年份、企業(yè)所有制等固定效應(yīng)進行實證檢驗。

在分析服務(wù)化戰(zhàn)略實施前后制造企業(yè)績效的變化時，通常做法是在不開展服務(wù)業(yè)務(wù)和開展服務(wù)業(yè)務(wù)的情況下，比較同一制造企業(yè)的績效差異，但實際上無法實現(xiàn)。此外，制造企業(yè)實施的服務(wù)化戰(zhàn)略并不是政府等外部主體針對企業(yè)實施的普適性政策，而是企業(yè)根據(jù)自身業(yè)務(wù)發(fā)展和經(jīng)濟趨勢做出的戰(zhàn)略調(diào)整，該決策與企業(yè)所有制屬性、行業(yè)類別、組織結(jié)構(gòu)等息息相關(guān)，內(nèi)生性更強。因此，本文選擇能更好地控制內(nèi)生性的準(zhǔn)自然實驗法(傾向得分匹配的雙重差分法，PSM-DID)探究制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效的影響。

1. 傾向得分匹配-雙重差分法(PSM-DID)

傾向得分匹配-雙重差分法的核心思想分兩步：第一步，為處理組制造企業(yè)尋找特征相近的樣本企業(yè)作為控制組；第二步，以匹配的樣本數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行雙重差分估計。本文匹配企業(yè)的傾向得分法，借鑒了Rosenbaum和Rubin(1983)[50]、Heckman et al.(1997)[51]的研究。第一步：首先，區(qū)分處理組(產(chǎn)出服務(wù)化制造企業(yè))和控制組(非產(chǎn)出服務(wù)化制造企業(yè))。本文依據(jù)制造企業(yè)是否存在產(chǎn)出服務(wù)化業(yè)務(wù)，將樣本企業(yè)劃分為處理組和控制組；其次，選擇協(xié)變量評估制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化的傾向得分值，并為處理組企業(yè)尋找具有相似特征的控制組企業(yè)。本文選擇的匹配協(xié)變量有營業(yè)總收入(LNOI)、企業(yè)規(guī)模(SIZE)、基本每股收益(EPS)和企業(yè)償債能力(DEBT)，此類變量反映了制造企業(yè)是否實施產(chǎn)出服務(wù)化戰(zhàn)略(王鋒波，2020)[26]。本文使用式(1)的logit回歸估計模型，估計制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化的傾向得分值。

logit(MSRit=1)=ρ(LNOI,SIZE,EPS,DEBT)

(1)

(2)

式(2)中C(i)代表與處理組企業(yè)相匹配的來自于控制組企業(yè)的研究樣本集合，且對于每個處理組企業(yè)i，僅有唯一的控制組企業(yè)j屬于該樣本集合C(i)。

為確保傾向得分估計結(jié)果的準(zhǔn)確可靠，本文進行了匹配協(xié)變量的平衡性檢驗和共同支撐假設(shè)的檢驗。表2為本文所選擇的匹配協(xié)變量與平衡性檢驗結(jié)果，圖1展示了共同支撐假設(shè)的檢驗結(jié)果。由表2可知，匹配前，處理組和控制組之間存在明顯差異；匹配后，兩者具有相似特征，差異并不顯著，并且協(xié)變量的偏離度控制在1%-5%之間，意味著本文選擇的匹配方法可行。圖1檢驗結(jié)果表明匹配后，各匹配協(xié)變量篩選出的處理組和控制組的傾向得分核密度基本一致(圖1)，與匹配前形成鮮明對比，再次表明本文所選擇的匹配方法和協(xié)變量是準(zhǔn)確的，匹配結(jié)果可靠。

表2 匹配協(xié)變量及平衡性檢驗

圖1 匹配前后處理組與控制組的傾向得分核密度分布

第二步，根據(jù)傾向得分匹配結(jié)果，設(shè)置兩個虛擬變量：(1)定義制造企業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化虛擬變量MSRi。處理組的研究樣本設(shè)定“MSRi=1”，表明制造企業(yè)存在產(chǎn)出服務(wù)化業(yè)務(wù)；匹配后控制組的研究樣本設(shè)定“MSRi=0”，表示制造企業(yè)不存在產(chǎn)出服務(wù)化業(yè)務(wù)。(2)設(shè)置時間虛擬變量Aftert。制造企業(yè)開展產(chǎn)出服務(wù)業(yè)務(wù)之前的年份Aftert=0，開展產(chǎn)出服務(wù)業(yè)務(wù)之后Aftert=1。以制造企業(yè)績效為例，假設(shè)制造企業(yè)i在時間t的績效為Qit，ΔQi1和ΔQi0分別代表處理組和控制組企業(yè)在考察的兩個時間節(jié)點的績效之差。依據(jù)雙重差分法，制造企業(yè)實施服務(wù)化戰(zhàn)略后績效的變化可以表示成：

τ=E(τi│MSRi=1)=E(ΔQi1│MSRi=1)-E(ΔQi0│MSRi=1)

(3)

式(3)中，E(ΔQi0│MSRi=1)表示處理組制造企業(yè)在不開展產(chǎn)出服務(wù)化業(yè)務(wù)時的服務(wù)化水平(即“反事實”)，其可利用傾向得分匹配后得到的控制組在相同時期的企業(yè)績效變化作為替代值，即E(ΔQi0│MSRi=1)=E(ΔQi0│MSRi=0)。因此，

τ=E(τi│MSRi=1)=E(ΔQi1│MSRi=1)-E(ΔQi0│MSRi=0)

(4)

綜上，得到如下雙重差分法的基準(zhǔn)回歸估計方程：

Qit=α+βMSRi+γAftert+θMSRi*Aftert+μX′it+δt+εit

(5)

式(5)中，核心系數(shù)θ的估計值是本文關(guān)注重點，其正負與大小分別反映制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型對企業(yè)績效影響的方向和程度。X′it表示企業(yè)特征控制變量，δt和εit分別表示時間固定效應(yīng)和隨機誤差項。

2. 中介效應(yīng)模型設(shè)定

為驗證“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)假設(shè)是否成立，本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型，引入市場勢力(MKP)和產(chǎn)品差異化(PS)兩個中介變量，探究其在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效間發(fā)揮的作用。具體如下：

Qit=α1+β1MSRi+γ1Aftert+θ1MSRi*Aftert+μ1X′it+δt+εit

(6)

Wit=α2+β2MSRi+γ2Aftert+θ2MSRi*Aftert+μ2X′it+δt+εit

(7)

Qit=α3+β3MSRi+γ3Aftert+θ3MSRi*Aftert+φWit+μ3X′it+δt+εit

(8)

式(6)-式(8)中，Wit表示中介變量，其余變量與前文一致。中介效應(yīng)檢驗步驟：(1)實證檢驗方程(6)，回歸系數(shù)θ1表示制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效影響的總效應(yīng)，預(yù)期為正；(2)實證檢驗方程(7)和(8)，得到系數(shù)估計值θ2和φ。若兩者均顯著，表示存在中介效應(yīng)，進一步分析系數(shù)估計值θ3，當(dāng)θ3顯著且小于、大于或等于θ1時，說明市場勢力和產(chǎn)品差異化對企業(yè)績效的影響為正效應(yīng)、負效應(yīng)或無影響；若兩者均不顯著或只有一個顯著時，需對θ2*φ進行bootstrap法檢驗，若通過則按照步驟(1)、 (2)進行操作，若不通過，則說明不存在中介效應(yīng)。

(三)實證分析

1. 全樣本實證分析

為對比PSM處理前后制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效影響的差異。本文在PSM處理前，利用普通最小二乘法和固定效應(yīng)進行實證分析；在PSM處理后，以基準(zhǔn)回歸模型為基礎(chǔ)，依次加入年份、地區(qū)等固定效應(yīng)，探究制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效間的關(guān)系，回歸結(jié)果見表3。Hausman 檢驗結(jié)果表明，支持固定效應(yīng)模型。由表3列(1)、列(2)PSM處理前的OLS和FE回歸結(jié)果可知，制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化在1%顯著水平下均提高了企業(yè)績效托賓Q值。制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化程度每增加1%，托賓Q值將分別提高0.0094%和0.0081%。列(3)、列(4)為基于傾向得分匹配的雙重差分法(PSM-DID)的估計結(jié)果，基準(zhǔn)回歸、年份、地區(qū)和企業(yè)所有制效應(yīng)結(jié)果均顯示，交互項MSRi*Aftert的系數(shù)估計值θ為正且顯著，表明制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型能明顯提升企業(yè)績效水平。

表3 制造業(yè)服務(wù)化對企業(yè)績效的影響

2. 分區(qū)域與所有制實證分析

為對比不同區(qū)域與所有制下制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)，將31個省、市、自治區(qū)劃分為三大區(qū)域，以及按照所有制屬性將制造企業(yè)樣本劃分為國有、民營、外資以及其他四類，依次實證檢驗不同區(qū)域與所有制屬性的制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4和表5所示。由表4可知，東部、中部地區(qū)制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的實證結(jié)果與全樣本高度一致，交互項MSRi*Aftert的系數(shù)估計值均顯著為正，說明制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型對該區(qū)域企業(yè)績效水平的提升具有顯著促進作用；而西部地區(qū)制造業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型的企業(yè)績效提升作用并不明顯。這可能是因為，與西部地區(qū)制造企業(yè)相比，東部、中部地區(qū)制造企業(yè)擁有先天地理等優(yōu)勢，較易實現(xiàn)高層次人才和低層次勞動力集聚，更能保障多層次服務(wù)化人才需求，進而促進企業(yè)績效的快速提升。

表4 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的區(qū)域?qū)Ρ?/p>

表5 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的所有制屬性對比

由表5可知，民營企業(yè)的實證結(jié)果與全樣本較為一致，無論是基準(zhǔn)回歸還是加入年份、地區(qū)、所有制固定效應(yīng)以及控制變量，交互項MSRi*Aftert的系數(shù)估計值均顯著為正，意味著民營制造企業(yè)實施服務(wù)化戰(zhàn)略顯著提升了企業(yè)的績效水平。國有企業(yè)和外資企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型并未提升企業(yè)的績效水平，在外資企業(yè)反而影響為負。這可能是因為，民營企業(yè)決策主體產(chǎn)權(quán)更明晰，在服務(wù)轉(zhuǎn)型時決策更迅速，效果也更加明顯(陳麗嫻和沈鴻，2017)[9]；國有企業(yè)在市場準(zhǔn)入、資源要素配給等方面優(yōu)勢突出，且其經(jīng)營旨在“做大做強”，對服務(wù)轉(zhuǎn)型動力較弱，市場機遇反應(yīng)略顯遲緩，即使實施服務(wù)化戰(zhàn)略對企業(yè)績效的改善也較小；外資企業(yè)出于核心技術(shù)保護等原因，多將價值鏈低端的制造、組裝等環(huán)節(jié)外包于我國(傅元海等，2014)[52]，而將研發(fā)設(shè)計、產(chǎn)品架構(gòu)、市場營銷等核心環(huán)節(jié)留在本國，因此外資企業(yè)實施服務(wù)化戰(zhàn)略對企業(yè)績效的改善較小。

3. 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效影響的機制分析

制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化可通過改變市場競爭環(huán)境，進而提升企業(yè)的績效水平。為驗證“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)假設(shè)是否成立，本文構(gòu)建中介效應(yīng)模型，引入市場勢力和產(chǎn)品差異化兩個中介變量，探究其在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效間發(fā)揮的作用，中介效應(yīng)模型實證結(jié)果見表6與表7，其中模型1為方程(6)的實證結(jié)果，模型2、4、5為方程(7)的實證結(jié)果，模型3和模型6為方程(8)的實證結(jié)果。

表6 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的作用機制分析

(1)全樣本機制分析

表6為制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的全樣本作用機制分析結(jié)果。模型2交互項MSR*After的系數(shù)估計值與模型3市場勢力的系數(shù)估計值均顯著為正，意味著中介效應(yīng)存在。模型1交互項MSR*After的系數(shù)估計值顯著為正，且大于模型3交互項MSR*After的系數(shù)估計值，說明“市場勢力”正效應(yīng)存在，即市場勢力在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化與企業(yè)績效間發(fā)揮中介作用，假設(shè)1成立；同樣，模型4交互項MSR*After的估計系數(shù)與模型5、6產(chǎn)品差異化的估計系數(shù)均顯著為正，模型1交互項MSR*After的估計系數(shù)顯著為正，且大于模型4、5交互項MSR*After的估計系數(shù)，表明“產(chǎn)品差異化”正效應(yīng)存在，即假設(shè)2成立。

(2)異質(zhì)性機制分析

表7為制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的異質(zhì)性作用機制分析結(jié)果。該異質(zhì)性機制分析包括區(qū)域異質(zhì)性分析和所有制屬性異質(zhì)性分析。具體分析步驟：首先，按所有制屬性將制造企業(yè)樣本劃分為國有、民營、外資以及其他四類；其次，與前文劃分的三大區(qū)域分組進行中介效應(yīng)檢驗。由表7可知，東部、中部地區(qū)以及民營制造企業(yè)的估計結(jié)果與全樣本(表6)較為一致，表明“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)在此類別樣本中存在，假設(shè)1與假設(shè)2成立。觀察西部地區(qū)、國有、外資以及其他制造企業(yè)的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)模型2交互項MSR*After的系數(shù)估計值與模型3市場勢力的系數(shù)估計值均顯著為正，意味著中介效應(yīng)存在；但模型1交互項MSR*After的系數(shù)估計值為正且不顯著，并大于模型3交互項MSR*After的系數(shù)估計值，說明在此類別下，制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化能有效提高企業(yè)的市場勢力，但并未促進企業(yè)績效水平的提升，即假設(shè)1不成立。進一步觀察得到，模型4交互項MSR*After的估計系數(shù)與模型5、6產(chǎn)品差異化的估計系數(shù)均顯著為正，模型1交互項MSR*After的估計系數(shù)為正且不顯著，并大于模型4、5交互項MSR*After的估計系數(shù)，意味著制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化可通過提升企業(yè)的產(chǎn)品差異化水平，進而提高企業(yè)市場勢力，但并未影響企業(yè)的績效水平，即假設(shè)2不成立。這可能是因為，與東部、中部地區(qū)以及民營制造企業(yè)相比，西部地區(qū)先天地理優(yōu)勢不足，人力資本集聚層次不高，在實施服務(wù)化戰(zhàn)略初期雖能提升企業(yè)市場勢力與產(chǎn)品差異化水平，但其績效效應(yīng)的實現(xiàn)可能需要較長時間；國有企業(yè)在服務(wù)轉(zhuǎn)型初期，雖能依靠市場準(zhǔn)入與資源要素優(yōu)先配給等優(yōu)勢提升企業(yè)市場勢力與產(chǎn)品差異化水平，但受體制、機制的制約，服務(wù)轉(zhuǎn)型可能會分割公司內(nèi)部既得利益者的利益(Mathieu，2001)[1]，導(dǎo)致其抵觸推進服務(wù)轉(zhuǎn)型(陳麗嫻和沈鴻，2017)[9]。外資企業(yè)大都是跨國企業(yè)子公司，主要利用我國廉價勞動力以及資源稟賦獲取超額收益，但服務(wù)轉(zhuǎn)型則需依靠高端服務(wù)型人才，人才引進導(dǎo)致經(jīng)營成本上升，企業(yè)績效提升不明顯。

表7 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的異質(zhì)性作用機制分析

(續(xù)上表)

(續(xù)上表)

(四)穩(wěn)健性檢驗(2)限于篇幅，本文只列出了制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)作用機制的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，沒有報告制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的全樣本、分區(qū)域與所有制穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，備索。

為檢驗“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)過程中的穩(wěn)健性。本文用凈資產(chǎn)收益率(ROE)代替托賓Q值衡量企業(yè)的績效水平，從全樣本層面與區(qū)域、所有制屬性異質(zhì)性層面探究市場勢力和產(chǎn)品差異化在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)過程中發(fā)揮的作用。中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果如表8和表9所示，其中模型7為方程(6)的實證結(jié)果，模型8、10、11為方程(7)的實證結(jié)果，模型9和模型12為方程(8)的實證結(jié)果。

1. 全樣本作用機制穩(wěn)健性檢驗

表8為全樣本層面的作用機制穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。由表8可知，交互項MSR*After的系數(shù)估計值符號和顯著性與前文較為一致(表6)，說明“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)在制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)過程中存在，即假設(shè)1和假設(shè)2成立，實證結(jié)果依然穩(wěn)健可靠。

表8 全樣本作用機制穩(wěn)健性檢驗

(續(xù)上表)

2. 分區(qū)域與所有制作用機制穩(wěn)健性檢驗

表9為異質(zhì)性層面的作用機制穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。由表9可知，東部、中部地區(qū)以及民營制造企業(yè)的估計結(jié)果與表8基本一致，意味著“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)在此類別下存在，假設(shè)1與假設(shè)2成立。觀察西部地區(qū)、國有、外資以及其他制造企業(yè)的估計結(jié)果，同樣發(fā)現(xiàn)制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化能有效提高企業(yè)的市場勢力和產(chǎn)品差異化水平，但并未促進企業(yè)績效水平的提升，即在此類別下假設(shè)1和假設(shè)2不成立，實證結(jié)果與前文一致。

表9 制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的異質(zhì)性作用機制分析

(續(xù)上表)

(續(xù)上表)

五 結(jié)論與啟示

制造業(yè)服務(wù)化是中國制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要戰(zhàn)略路徑。本文基于產(chǎn)品市場競爭視角，著眼于產(chǎn)出服務(wù)化，探討制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化績效效應(yīng)的實現(xiàn)效果及其作用機理，主要結(jié)論為：(1)制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化顯著提升了企業(yè)績效，但存在明顯地域與所有制差異。東部、中部地區(qū)以及民營制造企業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化對企業(yè)績效的提升效果較為顯著，西部地區(qū)以及國有制造企業(yè)績效的提升在考察期內(nèi)并不明顯，外資企業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化降低了企業(yè)績效水平；(2)制造業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化可通過“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)共同促進企業(yè)績效水平的提升，但在地域與所有制上差異顯著。東部、中部地區(qū)以及民營制造企業(yè)存在“市場勢力”效應(yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)，西部地區(qū)、國有以及外資制造企業(yè)產(chǎn)出服務(wù)化雖能有效提高企業(yè)的市場勢力和產(chǎn)品差異化水平，但對企業(yè)績效水平的提升并不明顯。

制造業(yè)服務(wù)化可以幫助制造企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢。改革開放以后，中國制造業(yè)長期處于價值鏈低端，比較優(yōu)勢仍主要體現(xiàn)在加工、制造環(huán)節(jié)。服務(wù)轉(zhuǎn)型已成為制造企業(yè)謀求高績效，轉(zhuǎn)向新業(yè)態(tài)，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。據(jù)此，可得到以下政策啟示：

第一，良好的市場環(huán)境、專業(yè)的社會分工是制造業(yè)服務(wù)化戰(zhàn)略實施的重要前提。我國東、中、西部地區(qū)市場環(huán)境存在較大差異，政府應(yīng)當(dāng)針對不同區(qū)域進行差異化政策指導(dǎo)。在鼓勵經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)制造企業(yè)率先實施服務(wù)化戰(zhàn)略，并形成示范效應(yīng)的同時，向中部、西部地區(qū)輸送資金、技術(shù)、人才等生產(chǎn)要素，營造良好的市場環(huán)境，促進東部與中部、西部地區(qū)競合、協(xié)同發(fā)展。

第二，高層次的人力資本、充足的服務(wù)人才是制造業(yè)服務(wù)化的保障。從產(chǎn)業(yè)鏈角度看，制造業(yè)服務(wù)化實為一種價值創(chuàng)造過程，其表現(xiàn)形式為產(chǎn)業(yè)鏈中間的生產(chǎn)、組裝環(huán)節(jié)向“微笑曲線”兩端服務(wù)環(huán)節(jié)不斷延伸、攀升，而在這一過程中人力資本積累至關(guān)重要。制造企業(yè)服務(wù)轉(zhuǎn)型，拓展新的服務(wù)業(yè)務(wù)時需高層次服務(wù)人才協(xié)助，而高層次服務(wù)人才的供給則依賴于完善的教育制度，健全的人才培養(yǎng)體系以及強而有效的人才培訓(xùn)方式。

第三，強勁的市場勢力、差異化的產(chǎn)品優(yōu)勢是制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)的重要路徑?！笆袌鰟萘Α毙?yīng)和“產(chǎn)品差異化”效應(yīng)在制造業(yè)服務(wù)化績效效應(yīng)實現(xiàn)過程中發(fā)揮重要作用。制造企業(yè)可以通過提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)獲取客戶的依賴度和忠誠度，并以大量資本投入構(gòu)建市場壁壘，提升市場勢力，贏得競爭優(yōu)勢；亦可通過服務(wù)營銷創(chuàng)造差異化產(chǎn)品優(yōu)勢，提高企業(yè)的綜合競爭力，創(chuàng)造更高的經(jīng)濟效益。