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一、模型與數據

（一）模型設定我們借鑒經Amiti和Wei［14］186改進的模型，假設i行業的生產函數的一般形式為：Yit＝Ait（ossit，osmit）F（Kit，Lit，Sit，Mit）（1）其中，Y表示總產出，它是資本投入K、勞動投入L、服務中間投入S、物質中間投入M的函數；A是生產率系數或者技術轉化因子，它是關于服務外包率（oss）與物質外包率（osm）的函數，下標i代表行業，t表示時間。由于生產率和外包可能同期互為原因，回歸方程2中可能出現內生性問題。我們采用加入滯后變量的辦法來處理，具體做法是利用外包當期數據對應其他變量滯后一期數據進行回歸。此外，為了考察行業特征和要素密集度對生產率的影響，我們引入虛擬變量D來檢驗外包對行業影響的差異性。另外，為了考察外包是否帶來了非中性的技術進步，我們在模型中加入了物質外包、服務外包與資本、勞動對數的交互項。上式中，下標i和t分別表示行業和時間，α0為截距項，α1，…，α12分別為各解釋變量的系數，μit代表不可觀測的行業固定效應，ηit代表誤差項。被解釋變量lnYit為i行業在t年總產出的對數。osmit和ossit分別代表了服務外包率和物質外包率，Kit，Lit，Sit，Mit分別代表了i行業在t年的資本、勞動、服務中間投入品和物質中間投入品的投入，Dit為行業要素密集度虛擬變量。

（二）數據的測算與數據說明1．外包率測算在進行回歸分析之前，我們首先要計算廣東省的外包率。目前，最常用的離岸外包指標是根據Feenstra和Hanson［15］［16］907－940的方法構建的，簡稱為FH指標。FH指標是用進口的中間投入品成本在非能源材料購買的總成本中所占的份額來度量產業i的外包，即進口的中間投入品占總的中間投入的比例。其中，FH表示工業行業的整體外包率，Xji表示i產業中投入品j的購買量，Yi表示i產業中總的非能源投入品的使用量，Mj表示j產品的進口量，Cj表示j產品的消費量，它等于j行業的總產出＋進口－出口，EXj為j產品的出口量。一般情況下，外包率（FH）的范圍是大于0小于1。當FH越接近于1時，說明某國或地區的離岸外包的程度越大，即進口的物品和服務中較大的部分作為中間投入。當FH越接近于0時，說明某國或地區的離岸外包的程度越小，即進口的物品和服務中很大部分作為消費，而不是中間投入。除此之外，我們還定義了某一行業的物質外包率（osm）和服務外包率（oss）。物質外包率代表了進口的原材料、零部件等投入占總投入的比例，譬如農產品或者工業品。服務外包率代表了服務投入的進口占總投入的比例，例如金融、計算機服務等。另外，由于投入產出表每五年才編寫一次，并且1997年之前的投入產出表只有凈出口數據，缺乏各行業的進口數據，所以本文只采用1997、2002、2007年廣東省的投入產出表。接下來我們根據《1997年廣東省124部門投入產出表》，《2002年廣東省122部門投入產出表》和《2007年廣東省135部門投入產出表》進行行業合并處理，剔除了有數據缺失的行業，如“其他礦采選業”、“木材及竹材采選業”、“廢棄資源和廢品材料回收加工業”，然后將合并后的行業分類與廣東省工業統計年鑒的行業分類口徑統一，最終合并得到113個行業，其中工業行業為75個①。因此，本文的行業分類與以往文獻有較大區別，采用了三位數行業代碼定義行業，便于從細分層面觀測外包對不同行業的差異性影響，可以更有效地避免行業分類過粗所導致的比較誤差②。測算結果③顯示，廣東省1997、2002、2007年的總體外包率分別為2693％、2347％和2090％，與王中華和代中強、劉海云和唐玲①［12］78－87、姚戰琪［13］91－102等測算的全國平均水平不同的是，廣東省的總體外包率沒有上升，反而呈現下降趨勢。其中的原因有以下幾點：一是研究對象和樣本時間差異，以往文獻都是對我國1992—1997年整體外包情況進行研究，而本文則是選取了一個典型的區域進行研究，樣本年限擴展到1992—2002年；二是廣東省總體外包率的下降主要是由物質外包率的下降帶來的。廣東作為全國對外開放的前沿陣地，在改革開放之初，引進大量的機器設備和零部件等，主要開展“兩頭在外”的加工貿易，所以物質外包率較高。而物質外包的下降趨勢則說明了廣東省以進口物質資料作為中間投入品的依賴性降低了。同時，國內相關行業技術水平也有了一定的進步，不需要再進口那么多缺乏比較優勢的物質資料作為中間投入品。另外，與全國比較，廣東省總體外包率、物質外包率以及服務外包率均遠高于同時期全國平均水平。究其原因，廣東省相比大多數省份，更大程度地嵌入全球生產網絡和利用國外生產環節組織生產，表現出更高的外包水平。從廣東省自身來看，其物質外包和服務外包率呈現一定的變化趨勢和行業特征。第一，物質外包平均水平高于服務外包，但呈下降趨勢；服務外包平均水平較低，呈現增長趨勢。

表1表明廣東省物質外包的均值在三個階段都保持在20％以上，但從1997年的2678％下降到2007年的2083％。與物質外包相比，服務外包顯然處于低位水平，這一點反映了廣東省工業重實物生產，輕服務投入的特點。相比較，Amiti和Wei對美國制造業國際外包的研究數據顯示，美國2000年的物質外包為17％，服務外包則達到29％的水平。相比較而言，廣東省服務外包水平過低。第二，物質外包率與服務外包率的行業差異性較大。由測算數據，我們發現食品加工與制造類、紡織業、服裝皮革羽絨及其制品業、木材加工及家具制造業、橡膠制品業、金屬冶煉及壓延加工業、家用電器制造業物質外包處于明顯下降趨勢，但金屬冶煉及壓延加工業物質外包仍處于較高水平。有色金屬礦采選業、其他專用設備制造業、其他交通運輸設備制造業、其他電氣機械及器材制造業、電子計算機制造業、電子元器件制造業、家用視聽設備制造業的物質外包都處于高水平和呈現增長趨勢。服務外包率方面，紡織、服裝、鞋帽、皮革等勞動密集型行業出現下降，而機器設備、運輸設備、通信設備、電子設備等資金、技術密集型行業出現明顯的上升。這說明廣東省的資本和技術密集型行業參與國際分工的程度較高，勞動密集型行業具有愈加明顯的比較優勢。從按要素密集度、技術水平以及出口集中度劃分的聚類行業結果來看（如表1所示），高技術行業的平均物質外包率和服務外包率均明顯高于低技術行業，出口集中度高和勞動密集型的行業物質外包水平都高于出口集中度低和資本密集型行業。資本密集型、出口密集度低以及低技術行業的服務外包率有下降趨勢。這與廣東省大多數產業參與國際分工的模式有關。廣東省以中間品貿易為特征的加工貿易，依靠廉價的勞動力和貿易優惠政策等吸引發達國家將生產加工環節轉移到國內，然后再出口。因此，出口更多的勞動密集型產品的同時也進口越來越多的中間投入品。這表現為出口依存度高和勞動密集型行業通常都是外包率較高的特點。2．變量度量及數據說明總產出（Y）利用工業總產值表示產出，并以廣東省各行業工業品出廠價格指數折算成以1997年為基期的不變價。資本（K）利用工業行業資本存量來度量，使用廣東省工業統計年鑒公布的各行業固定資產凈值年平均余額，并將統計年鑒公布的各行業固定資產投資價格指數以1997年為基期折算成不變價。勞動（L）以勞動力人數代替。考慮到數據的可獲得性，我們以職工平均人數表示。服務中間投入（S）和物質中間投入（M）按照投入產出表中間投入品的物資屬性進行分行業的加總而得到。其中物質中間投入品所確定的行業與物質外包所確定的行業一致，服務中間投入品所確定的行業與服務外包所確定的行業一致，以生產者價格指數進行調整。我們在模型3中設置了三組虛擬變量，第一組是反映行業技術水平的虛擬變量，如果i行業為高技術行業，則D取值為1；如果i行業為低技術行業，則取值為0。我們按照OECD（2003）公布的《國際標準產業分類》（ISIC30版）把75個工業行業分為高技術水平和低技術水平兩組。第二組是資本／勞動比虛擬變量，通常以行業的資本／勞動的比例與工業行業的平均值進行比較，高于平均值的為資本密集型行業，D取值為1；低于平均值的為勞動密集型行業，D取值為0。第三組是出口密集度虛擬變量，通常以出口依存度來衡量，即以行業出貨值與工業總產值的比值來劃分出口密集度高和低的行業，出口密集度高于50％取值為1，否則取值為0。以上數據和滯后期數據來源于相應年份的《廣東省工業統計年鑒》和1997、2002和2007年《廣東省投入產出表》。

二、實證結果分析

本部分利用面板數據回歸模型重點考察物質外包和服務外包對廣東工業行業的生產率效應以及行業特征的差異影響。面板數據的回歸方法有混合最小二乘法（POLS）、固定效應方法（FE）以及隨機效應方法（RE）等。我們使用LM檢驗和Hausman檢驗來確認哪種估計方法是最有效的估計。繼而，利用Wald檢驗是否存在時間效應，即在估計模型中是否加入時間虛擬變量。為得到穩健性檢驗結果，我們同時進行異方差、序列相關和截面相關糾正的估計。對內生性問題的處理則采用除外包外的變量滯后一期進行估計的辦法。表2列出了主要數據的統計描述，實證檢驗結果見表3和表4

（一）物質外包、服務外包與生產率的實證結果物質和服務外包對生產率的影響，表3給出了固定效應、隨機效應以及穩健性估計結果。由Hausman和LM檢驗結果可知，固定效應模型較為合適，而通過對時間效應進行檢驗，我們采用了時間固定效應模型。如表3所示，回歸1顯示了廣東省物質外包和服務外包對生產率的影響，同時也可以得出二者對生產率影響的差異以及差異程度。回歸3的結果表明，當其他變量使用滯后一期（分別為1998、2003、2008年）的數據與相應的外包率進行回歸時，結果與模型1類似，因此可以認為其內生性問題并不嚴重。由回歸1可知，在固定效應模型中，物質外包對全要素生產率有負的影響，但不顯著，而服務外包的生產率效應為正，且在統計上是顯著的。這與國內外眾多學者的研究結論有所不同，他們認為物質外包和服務外包對工業行業的生產率溢出效應都很顯著。由回歸4和5可知，在加入交互項之后，服務外包對工業行業生產率的溢出效應仍顯著為正，物質外包的系數變為正數（在15％水平下顯著）。這與AmitiandWei［3］203－220、徐毅和張二震［10］103－111、劉海云和唐玲［12］78－87等學者的研究結論基本一致。具體分析可知，物質外包和服務外包的系數分別為0015和9274，二者系數差異很大。說明服務外包對生產率的促進作用遠遠大于物質外包對生產率的作用，即廣東省工業行業對外增加購買1個百分點的服務作為中間投入品將會引起生產率提高9274個百分點，而物質外包僅引起生產率提高0015個百分點，由此可以認為中間投入品性質不同將會對外包的生產率效應造成不同影響，那么兩者差異較大的原因可以歸納成以下兩點：一是技術溢出效應。發達國家與發展中國家在技術水平上有著很大的差距，而外包可以讓發展中國家學習、模仿發達國家的產品、技術，從而享受發達國家的技術溢出。在廣東省的貿易中，主要通過進口國外的原材料、零配件、設備，然后利用本國廉價勞動力，加工成成品后，銷往國外市場，大部分是一些非核心物質外包，技術溢出效應不大。而服務外包方面，進口一些國內不能提供的或者是缺乏比較優勢的服務。例如計算機綜合技術應用、軟件開發、設計服務類，技術溢出效應顯著。二是邊際報酬遞減規律的作用。廣東省的平均物質外包率水平很高，平均水平處于20％以上，比全國的平均物質外包率水平高很多。而根據邊際報酬遞減規律，當某一生產要素投入高于某一水平時，要素投入的增加會使得總產出的增加越來越少。在早期的對外貿易中，廣東省主要是進行來料加工、進料加工等勞動密集型的加工貿易。同時，大量引進國外資本和設備，從而使得物質外包率處于很高的水平。并且物質外包在服務外包的發展之前，就已經達到了一個很高的水平，而服務外包在全球化熱潮和互聯網的催化下才剛剛興起。而服務外包對生產率的促進作用之所以如此顯著，其最主要的原因是我們將工業行業中效率極低的服務環節外包給國外企業，從而促進了工業行業生產率的提高。姚戰琪［13］91－102認為，由于體制和機制的原因，我國工業行業中作為重要要素投入的服務投入的效率非常低。而且由于交易成本高等原因，原本應該由市場提供的大量生產性服務業卻轉為由內部企業提供，造成市場化的服務業發展不足。另外，在外包的服務中，如金融、軟件、信息技術等的技術和知識含量都比較高，因而這部分服務外包對生產率的促進效應則更為明顯。因此，在現階段外包發展過程中，物質外包對工業行業的促進作用要遠遠小于服務外包對工業行業的影響。另外，在回歸5（固定效應穩健性檢驗）結果中，資本與物質外包和服務外包的交叉項的系數都顯著為負，而勞動力與物質外包和服務外包的交叉項的系數為正且基本顯著，這表明廣東省的離岸外包存在“勞動節約型”技術進步，不存在“資本節約型”技術進步，這與徐毅和張二震［10］103－114、姚戰琪［13］91－102等學者的結果剛好相反。這說明廣東省工業行業比較優勢以勞動密集型行業為主。廣東省工業行業在國際分工中具有勞動力投入的比較優勢，傾向于將不具有比較優勢的資本投入較多的生產和服務環節進行對外外包，進口資本密集度高的中間產品。由此，一方面，企業通過進口更加便宜的中間投入品，減少了對國內資本要素的需求，通過國際外包帶來的“技術溢出效應”促進企業生產率提升；另一方面，勞動對資本的替代效應使企業利用比較優勢更加富有效率地生產，形成“勞動節約型”技術進步。

（二）外包的行業特征對生產率影響的計量分析在表4中，回歸6－11為計量模型3的檢驗結果，顯示了離岸外包的行業特征對生產率的影響及其差異。在加入虛擬變量后，物質外包和服務外包的系數也都顯著為正。在回歸6中，在加入技術水平的虛擬變量D1之后，D1osm系數為負且顯著，D1oss的系數為正且顯著，這說明技術水平對廣東省工業行業外包的生產率效應存在差異，物質外包和服務外包的系數估計值分別為0026－0029D1和11545＋0858D1，即高技術行業的影響系數為－0003和12403，低技術水平行業的影響系數為0026和11858。這與劉海云、唐玲等的研究結論有些差異，他們的研究結果表明，物質外包和服務外包的生產率效應在技術密集度高的行業更突出。廣東省物質外包的生產率溢出效應在高技術水平行業中顯著為負，而在低技術水平行業中顯著為正。這可能與高技術行業的特征有關，在高技術行業，進口的物質作為中間投入品來進行生產，例如進口先進機器設備，不僅要占用很多資金，而且要花費技術人員較長的時間來學習設備的操作，而因其技術較難掌握，其消化、吸收、再創新效果不顯著。因此，物質外包對企業生產率的提高作用不大甚至起負作用。在回歸8和9中我們發現，在引入要素密集度虛擬變量D2后，要素密集度對外包的生產率有不同的影響，物質外包和服務外包分別對工業行業生產率的影響系數估計值為0029＋0003D2和10359＋1004D2，即資本密集型行業的影響系數分別為0032和11363，勞動密集型行業的影響系數分別為0029和10359。這說明資本／勞動比的不同對工業生產率的影響存在差異，且在服務外包中更加明顯，這與王中華、代中強［11］54－66的研究結論一致。隨著近年來加工貿易的發展，廣東省在勞動密集型行業的技術和產品已經相當成熟，而在資本密集型行業更缺乏比較優勢。因此，不具備比較優勢行業的外包對生產率的促進效應就更加明顯。在回歸10和11中，出口集中度不同的行業對工業生產率的影響也不同，物質外包和服務外包的系數估計值分別為0019－003D3和11545－1165D3，說明出口集中度高的行業的外包對生產率的促進作用不如出口集中度低的行業。這可能的解釋是出口集中度高的行業以加工貿易方式參與國際分工，從國際外包中獲得的“技術溢出效應”和“資源重組效應”相對小于出口密集度低行業，同時由于規模報酬遞減規律存在也可能拉低了外包對生產率的促增作用。另外，從回歸6－11的檢驗結果中可以看到，資本與物質外包和服務外包交叉項的系數仍顯著為負，而勞動力與物質外包和服務外包交叉項的系數為正且基本顯著，說明廣東工業行業中存在“勞動節約型技術進步”的結論是穩健的。

三、結論與政策建議

本文基于發包國的視角研究了廣東省工業行業外包對生產率的影響。利用廣東省1997、2002、2007年的投入產出表，計算出了廣東省75個工業行業的物質外包率和服務外包率，使用面板數據模型檢驗了外包、中間投入品性質、行業特征對生產率的影響以及差異性，得出了以下幾點結論。首先，廣東省的物質外包率處于較高的水平，高于服務外包率水平和全國平均水平，但呈現下降趨勢。其次，廣東省國際外包對工業行業生產率有正的影響，并且服務外包對生產率的影響程度遠大于物質外包。再次，區別于全國檢驗結果，廣東省國際外包導致了勞動對資本的替代。最后，外包的生產率效應與行業特征和要素密集度有關，在加入技術水平、資本—勞動比例、出口集中度三個虛擬變量時，我們發現技術水平對外包生產率沒有影響，資本密集型行業對外包的生產率影響高于勞動密集型行業，而出口集中度高的行業的生產率效應要小于出口集中度低的行業。基于本文的研究結論，提出以下幾點政策建議。一是鼓勵企業把不具備比較優勢的產品或者環節剝離或者外包，實行“主輔分離”。由本文的研究結論可知，不論是物質外包還是服務外包都促進了廣東省工業行業生產率的提高，且服務外包的促進作用更明顯。因此，為了持續發揮外包對生產率的提升作用，應鼓勵企業把更多的不具備比較優勢的生產環節特別是服務環節外包出去，專注于自身核心技術和產品研發生產，進而從國際分工深化中獲取更大的優勢和利益。二是鼓勵發包企業利用與發達國家之間的技術差距，在技術服務外包的過程中加強學習、消化和吸收，使技術溢出效應最大化。企業可以在生產流程的再造、技術合作伙伴以及供應商的技術支持和指導下不斷學習和模仿，在此基礎上進行升級改造，從而提高生產率。當然，政府的政策支持和優惠政策是必不可少的。三是鼓勵企業轉型升級，積極開發資本密集度高的產品和致力于開拓國內市場。由研究結論，資本密集型和出口集中度低的行業外包對生產率的促進效應更明顯，結合當前勞動力成本快速攀升和國際市場需求不穩定的環境背景，企業利用資本替代“昂貴”的勞動投入，能優化資源配置和提高生產率水平。同時，政府應加快發展資本密集型的先進制造業和高技術制造業，鼓勵省內企業積極拓展國內市場，減少對國外市場的依賴性，實現產業結構從勞動密集型為主向資本、技術密集型為主的轉變。

作者：楊亞平蔣俐俐單位：暨南大學經濟學院珠海市香洲區投資促進局