詹 新

（新加坡管理大學，新加坡 188966）

0 引言

新時代的企業(yè)革命，迫使公司管理層重新思考企業(yè)本質和盈利來源，這使得順應潮流的信息技術成為企業(yè)的不二選擇，信息創(chuàng)新能力也成為企業(yè)競爭的重要籌碼。不過，與機遇同在的是企業(yè)信息化面臨的風險，例如信息技術生產率悖論和應用“黑箱”以及投資“黑洞”。我國關于信息化發(fā)展過程中遇到的風險問題研究不夠透徹，尤其針對我國企業(yè)信息化、企業(yè)輸入以及輸出的實踐分析存在嚴重不足。

國內外學者均對企業(yè)信息化投入與績效之間的關聯(lián)性進行了研究，但大多數(shù)學者采用的數(shù)據(jù)期限比較短，只能得出兩者之間的短期關系。本文采用了“十二五”與“十三五”制造企業(yè)信息化數(shù)據(jù)對兩者之間的長期關系進行了研究，并通過本文從多角度對企業(yè)信息化展開定量研究，探討我國企業(yè)信息化發(fā)展與企業(yè)績效之間的關系，為促進企業(yè)信息化提供科學依據(jù)。

1 模型構建

1.1 研究方法

本文主要采用了在計量經(jīng)濟分析中應用范圍較廣的協(xié)整理論，在實際的應用過程中，第一步的檢驗內容為時間序列變量的平穩(wěn)性，第二步的校驗內容為非定量之間的調整關系；第三步的校驗內容為構建模型——Var模型；第四步的校驗內容為分析時間序列變量的格蘭杰因果關系，最后一步則是脈沖響應分析。

（1）時間序列變量的平穩(wěn)性檢驗

一般情況下，若在任何時間，某一時間序列均保持一致的均值和方差，且在t和t+k時期的協(xié)方差依賴的滯后期k來源于兩時期之間，而與時刻t無關，則說明其是平穩(wěn)的。反之，但凡這三個條件沒有全部滿足，則該時間序列屬于非平穩(wěn)。表示非平穩(wěn)性的另一種形式是單位根。本文進行平穩(wěn)性檢驗的方法則為單位根檢驗，公式為：

（2）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的過程主要為借助OLS對方程進行回歸，則可得到方程的回歸殘差（e）t，并對其殘差的平穩(wěn)性進行檢驗，若該回歸殘差平穩(wěn)，則存在協(xié)整過程，該殘差的檢驗方法為單位根檢驗法，回歸公式為：

式（2）中，vt、μ0的t檢驗分別代表新誤差項、單位根檢驗量，k代表最優(yōu)滯后階數(shù)，其能使殘差項轉化為白噪聲。

（3）誤差修正模型

協(xié)整檢驗也可以用來估計短期或非均衡參數(shù)，根據(jù)格蘭杰因果關系可知，若xt、yt是兩個協(xié)整變量，則代表兩個變量的關系是長期均衡的。在短時間內，這些變量并非都是均衡的，擾動項用εt來表示。誤差修正模型為：

式（3）中，短期調整系數(shù)、白噪聲分別用λ、μ來表示，ecmt-1代表長期均衡偏差項。

（4）時間序列變量的格蘭杰因果檢驗

在計量經(jīng)濟學中，格蘭杰因果檢驗針對X、Y兩個變量的估計模式為：

上述兩個公式中μ1t、μ2t均為白噪聲誤差項，且這兩個值不具備相關性。

格蘭杰因果檢驗的公式如下：

假設H0=β1=β2=…βq=0，這代表相較于現(xiàn)在的X對Y的預測，將未來的X引入并能使對Y的預測能力得到提高，因此假設H0被拒絕，代表X是Y的格蘭杰原因。

（5）脈沖響應分析

脈沖響應函數(shù)主要處理了波動，并對源于隨機擾動項的標準差變動對變量取值的影響進行衡量。在IRE模型中，因變量可以為每一個變量，對其他自變量所產生的影響及其影響路徑進行觀察，其中其他自變量的組成為因變量自身滯后值。IRE試圖對這些影響軌跡進行描述，從而任一變量的擾動及其對其他變量的影響路徑就能顯示出來，最終再將其反饋到自身。

一般情況下，VAR模型的公式為：

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)為2011—2017年“十二五”與“十三五”制造企業(yè)信息化數(shù)據(jù)，其連續(xù)性與真實性都較好。本文以六個月為一個時間單位，刻畫了13個時間點。樣本數(shù)據(jù)中，一共為35家典型企業(yè)的信息化數(shù)據(jù)，這些制造企業(yè)涉及的領域包括金屬、通用設備、橡膠與普通機械等。信息化數(shù)據(jù)本身則包含了連續(xù)七年中，每半年企業(yè)在信息化投資上的花費。本文并未采集企業(yè)整體的投資費用作為研究對象，僅是將在職員工平均輸入當做計量標本（用IT表示）。企業(yè)實現(xiàn)信息化的目的在于降低成本，進而實現(xiàn)市場競爭力的增強。信息化對于企業(yè)的影響表現(xiàn)在利潤、制造成本等方面，其中企業(yè)制造成本屬于最敏感區(qū)域。因而將制造成本在銷售收入中的比例設置為Cost，并對其取對數(shù)，以確保一致性。企業(yè)人均利潤與研發(fā)周期分別設置為企業(yè)信息化的兩個產出變量，并分別記為Profit、Period，四個變量的對數(shù)分別為lnIT、lnCost、lnProfit、lnPeriod，取對數(shù)的目的是防止異方差。各變量的統(tǒng)計描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計描述

2 實證分析

2.1 單位根檢驗

構建企業(yè)信息化投資與績效兩個變量之間的關系模型，應對其協(xié)整關系展開校驗。本文主要使用單位根校驗法展開分析，并得到如表2所示的單位根檢驗結果。

表2 變量平穩(wěn)性單位根檢驗結果

根據(jù)表2可知，企業(yè)信息化投資的單位根檢驗的t值為0.289136，該統(tǒng)計值的絕對值比1%臨界值的絕對值小，因而企業(yè)信息化投資存在單位根的零假設是可以接受的；同樣地，lnCost、企業(yè)的人均利潤率與企業(yè)研發(fā)周期存在單位根的零假設也均可以接受。對上述四個變量的差分序列的平穩(wěn)性進行進一步檢驗可以發(fā)現(xiàn)，在1%、5%、10%顯著性水平上，這些差分序列并不存在單位根。因此可以得出四個差分序列均為一階單整的結論，其一階差分都是I（0）的過程。

2.2 協(xié)整檢驗

根據(jù)單位根檢驗可知，企業(yè)信息化的四個變量均為單整變量，且具有相同的單階整，四個差分序列是平穩(wěn)的，所以這四個變量之間可能存在協(xié)整關系。綜合考慮EG、Bayes方法與Johansen最大似然法等幾種方法，本文協(xié)整關系的檢驗方法為Johansen校驗法，具體校驗結果見表3、表4、表5所示。

表3 lnIT變量與lnCost變量的Johansen協(xié)整檢驗結果

表3數(shù)據(jù)表明，企業(yè)信息化投資與企業(yè)人均利潤并不存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

表4 lnIT變量與lnProfitt的Johansen協(xié)整校驗結論

表4數(shù)據(jù)表明，企業(yè)信息化投資與lnCost存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

表5 lnIT變量與lnPeriod變量的Johansen協(xié)整檢驗結果

表5數(shù)據(jù)表明，企業(yè)信息化投資與企業(yè)研發(fā)周期存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系。

本文依照施瓦茨準則與赤池信息準則，將滯后期選為2，以此構建的風險價值模型的估計結果為：

2.3 格蘭杰因果檢驗

上述研究結果已經(jīng)對各變量之間的長期均衡關系進行了檢驗，但因果關系是否存在還未得到驗證，即企業(yè)生產成本、研發(fā)周期是否會隨著增加的信息化投資而有所減少，利潤能否隨著信息化投資的增加而增加，這一因果關系還有待進一步檢驗。因此本文采用2為滯后期，進行了格蘭杰因果檢驗，得出的結果見表6所示。

表6 lnIT與lnCost、lnProfit、lnPeriod的格蘭杰因果檢驗

由表6結果可知，當置信水平與滯后期分別為99%、2時，存在企業(yè)信息化投資到Incost單向格蘭杰因果關系，而從lnCost到企業(yè)信息化投資的單向格蘭杰因果關系并不存在，這代表企業(yè)在信息化上投入的資金能夠顯著降低企業(yè)的制造費用，而制造費用的減少并不會明顯促進信息化資金的投入。當置信水平與滯后期分別為90%、2時，存在企業(yè)信息化投資到企業(yè)人均利潤的單向格蘭杰因果關系，而從企業(yè)人均利潤到企業(yè)信息化投資的單向格蘭杰因果關系并不存在，這代表企業(yè)利潤增長的同時，并不會增加其信息化發(fā)展輸入的資金，企業(yè)在信息化上輸入的資金可以提高企業(yè)年均利潤。當置信水平與滯后期分別為99%、2時，企業(yè)信息化投資與企業(yè)研發(fā)周期之間的格蘭杰因果關系是雙向的，這代表企業(yè)信息化投資與企業(yè)研發(fā)周期相互促進與影響。

2.4 脈沖相應函數(shù)

本文使用模擬沖擊法，對3個危機作用模擬系統(tǒng)分別裝置了一個外部沖擊，對每個變量產生的沖擊作用進行統(tǒng)計，并計算每個瞬時狀態(tài)，最后總結得出每個變量對外部沖擊的總狀態(tài)。圖1～3均為風險價值系統(tǒng)生成的脈沖響應函數(shù)合成圖，主要反映了企業(yè)信息化投入與其他變量的關聯(lián)性，橫軸與縱軸分別代表滯后期數(shù)。

圖1 lnIT變量與lnCost變量脈沖響應圖

由圖1（a）可知，企業(yè)信息化投入的總沖擊曲線為余弦波，代表自身對企業(yè)信息化投入產生了較大波動的沖擊反應；lnCost對企業(yè)信息化投入的標準差沖擊的“累積效應”比較明顯，在四期內，企業(yè)信息化投入會隨著一個標準差lnCost的增加而增加0.23個單位，4期后的總沖擊趨勢為先下降后穩(wěn)步增長，在10期內企業(yè)信息化投入增加的總單位為0.25，這代表lnCost的沖擊能夠顯著促進企業(yè)信息化投入。

由圖2（b）可知，在第1、2期，自身對lnCost的沖擊使其增加的單位分別為0.08、0.11，隨后新息沖擊的發(fā)展態(tài)勢為先下降后上升，在10期內lnCost增加的總單位為0.11，具有較為顯著的“累積效應”。在第1期，企業(yè)信息化投入的標準差對lnCost的沖擊呈不明顯的負外部性，此后的趨勢為穩(wěn)步增長，從整體上來看，企業(yè)信息化投入對ln-Cost的“溢出效應”較為明顯。

由圖2（a）可知，企業(yè)信息化投入在第1期就正面反應了自身的沖擊，該沖擊來自于某一標準差，從而使得企業(yè)信息化投入增加了0.15左右的單位，總沖擊反應表現(xiàn)為正弦波，該沖擊直至第8期開始逐漸下降至最初水平，這代表企業(yè)信息化信息化投入對自身產生較大波動性的沖擊。企業(yè)信息化投入對來自企業(yè)利潤增長沖擊的總反應一直小于0，這代表在一定時期內，企業(yè)信息化投入增加對企業(yè)利潤產生了不利的影響。

圖2 lnIT變量與lnProfit變量脈沖響應圖

由圖2（b）可知，與企業(yè)信息化投入相類似，企業(yè)利潤對來自自身的沖擊反應趨勢為下降—上升—下降—上升，代表企業(yè)信息化投資與企業(yè)利潤本身對企業(yè)利潤產生了較大波動的沖擊。

圖3 lnIT變量與lnPeriod變量脈沖響應圖

由圖3（a）可知，企業(yè)信息化投入對來自自身的沖擊的“累積效應”比較明顯，在t=0年時，企業(yè)信息化投入第1期隨著其某一標準差的增長而增長了0.3個單位，在第1期后的趨勢為穩(wěn)步增長。企業(yè)研發(fā)周期對企業(yè)信息化投入的沖擊影響是負面的。

由圖3（b）可知，在第1期，企業(yè)研發(fā)周期對自身的沖擊使其增加了0.08個單位，在此之后不斷下降，造成負面沖擊的產生。企業(yè)信息化投入對研究周期的“溢出效應”比較顯著，在4期內，企業(yè)研發(fā)周期會隨著一個企業(yè)信息化投資標準差的增加而增加0.28個單位，使企業(yè)研發(fā)周期增長的總單位為0.42個單位。

3 結論

（1）對企業(yè)而言，信息化發(fā)展與建設成本之間存在平穩(wěn)的協(xié)整關系，一般而言，信息化建設成本隨信息化發(fā)展輸入資金的提高而降低。當通過格蘭杰因果檢驗，且滯后期為2時，在格蘭杰層面上，信息化投資是制造成本的格蘭杰原因，這驗證了信息化投資與制造成本的直接關系。

（2）對企業(yè)而言，信息化投資與利潤之間不存在長久平穩(wěn)的協(xié)整關系。同樣在滯后期為2的情況下，存在著信息化投資到利潤的格蘭杰因果關系。企業(yè)信息化投資的增加，會導致其利潤大幅波動，并整體呈現(xiàn)負值。

（3）對企業(yè)而言，企業(yè)信息化投資和企業(yè)研發(fā)周期的關系是長期均衡的，即企業(yè)研發(fā)周期會隨著信息化投資的增加而減少。通過格蘭杰因果校驗，表明企業(yè)信息化發(fā)展與研究期限之間存在雙向的格蘭杰關系，即信息化投資與研發(fā)周期存在著雙向之間的促進作用。