互联网对制造企业经营绩效的影响研究
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【摘 要】 互联网与制造业融合一直是政府关注的重点。为了检验互联网对制造企业经营绩效的影响，基于互联网、大数据、人工智能和实体经济深度融合的背景，文章采用门槛面板进行回归分析，发现互联网能促进江苏制造企业经营绩效提升，且该结论具有稳定性。在不同的流动资产周转率水平下，互联网与制造企业营业收入、营业利润存在门槛效应。为推进江苏制造业与互联网融合发展，需要利用互联网扩大企业销售规模、提高企业产品增加值，加快推进区域制造业互联网融合工程。
【关键词】 制造企业; 互联网; 经营绩效; 门槛回归
【中图分类号】 F129.9;F275 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2020）11-0052-07
一、引言
当前中央强调经济要高质量发展，制造业作为实体经济的重要组成部分，充分利用要素资源提升企业经营绩效是制造业面临的关键命题。党的十九大报告提出“推进互联网、大数据、人工智能和实体经济深度融合”，从中国发展的大局指出了互联网与制造业融合的战略方向，为互联网助推传统制造企业结构调整、产业转型、高质量发展奠定了基礎。
互联网环境下消费模式、生产经营模式、结算模式发生了较大变化，对制造企业的生产、经营产生较大影响。制造企业作为实体经济中的中坚力量，应加快与互联网的融合，充分发挥互联网互联互通的优势，提升制造企业核心竞争力。那么，互联网对制造企业的影响特点是什么？是普遍提高，还是因制造企业原有的运营能力而有所区别？互联网有没有提升企业的销售收入、营业利润、净利润率？如果提升了，对所有制造企业都一样吗？这些问题值得研究。
江苏作为制造业和信息产业大省，互联网与制造业深度融合。为了研究东部发达地区制造业在互联网时代的发展，本文构建门槛面板回归模型，分析互联网与江苏制造企业的融合，为互联网助推制造企业发展战略的实施提供参考。
二、文献回顾
互联网时代，制造企业与供应链成员运作模式发生显著变化，互联网思维、互联网商业模式、互联网消费模式、互联网订单模式等对制造企业及其供应商和客户产生了重要影响。李海舰等[ 1 ]指出，互联网外部环境对企业影响大，互联网商业模式、互联网运作模式、互联网生产模式是企业务必面对的新命题，实体企业在互联网外部环境下必须改变才能生存。郭家堂等[ 2 ]采用宏观层面2002—2014年中国省级面板数据分析，发现互联网对中国的制造企业技术进步有助推作用。杨德明等[ 3 ]采用微观层面的数据，对2017年上市公司实施互联网商业模式进行了研究，发现“互联网+”有助于企业实施差异化战略，提高流动资产周转率，扩大市场份额，增加主营业务收入，提升企业业绩。王金杰等[ 4 ]尝试从宏观互联网环境层面，分析微观制造企业运作，验证了互联网对企业经营绩效的影响及机理。
本文参考上述学者研究思路，以江苏苏南、苏中、苏北合计126家制造企业上市公司为例，研究互联网对传统制造企业经营业绩的影响，提出相应政策建议。
三、理论分析与研究假设
（一）理论分析
1.实施互联网与制造业协同发展，是提升企业核心竞争力的重要战略
安索夫[ 5 ]认为企业生产经营是由环境、战略和组织综合构成，环境的变化将影响企业的战略选择和组织经营模式，战略和组织要与环境协调，才能提升经营绩效。在互联网影响下，外部环境发生了天翻地覆的变化，这种深刻的变化对企业运作影响甚巨，企业为了弥补自身的短板，应通过改革原有的商业模式来满足消费者和客户的需求。从这个意义上理解，实施“互联网+”是制造企业应对外界互联网环境变化采取的自救行为，是制造企业优化现有商业模式、运作模式和运作机制的必然选择。
Katz等[ 6 ]强调存在三种竞争战略，即差异化、成本领先和集中化。从这个定义来考虑制造企业实施互联网战略，是应对外部形势、提升自身核心竞争力的战略行为。一般认为，企业通过差异化、低成本、集中化战略获得竞争优势。制造企业通过互联网，更加便利地获得客户需求信息，更好地按照客户要求设计生产产品，提高制造差异化产品的能力，更好地满足客户需求;通过互联网能够使制造企业减少销售渠道，降低产品的价格，获得更多的优势，进而确立其竞争优势;利用互联网技术，可以实现跨区域按照标准生产，有利于实现大规模定制、标准化生产、低成本扩张，增强低成本扩张的能力，提升核心竞争力[ 7 ]。
2.互联网技术应用特征
互联网技术应用的特征包括固定成本高、边际成本低[ 8 ]。互联网网络扩展符合梅特卡夫法则，互联网最后产生的价值会超过网络节点数量的平方。由此可见，通过相关互联网软硬件一次性的投入，会给企业带来长期持久超额的可观收益。马化腾认为互联网可以将供应、生产、销售整条供应链的不同成员实现跨界融合，提升供应链的柔性和适应性。
（二）研究假设
1.互联网与制造企业盈利质量之间的关系
一般认为，主营业务成本和期间费用控制好的企业，成本费用管控能力较强，生产经营规模较合理，经济效益较好，有利于企业投入互联网技术软硬件设施设备，更好地利用互联网降低主要业务成本和费用，达到增加企业利润的目的。
销售成本费用率指标是企业成本费用与销售收入之比，反映了企业在供应链中的协调能力、成本控制能力，体现企业管理水平，是企业内部管理水平与外部协调能力的重要标志。成本费用反映了企业续存期间生产、运用、财务等状况费用支出，在主营业务收入一定的情况下，成本费用率越低，说明企业成本控制水平越高[ 9 ]。对制造行业而言，成本费用包括采购成本、研发成本、生产成本、制造费用、销售费用等。
对成本和费用项目的管控能力是衡量一个企业经营管理水平的重要标志，公司可以通过规范业务流程、大规模定制生产、低成本连锁扩张、制定科学合理的企业标准、与上下游企业合作结成战略联盟，加强对销售部门、行政部门的管理，有效降低经营成本和期间费用。 互联网可以降低企业的运行成本与相关费用。通过互联网可以更便利地接受消费者对产品或者服务的意见建议，进而有针对性地改进，提高产品和服务的质量;通过互联网能够减少从生产到销售的渠道，降低相关的运作成本;通过互联网制造企业可以更快的速度获得消费者的相关信息，组织生产，实现定制化需求和大规模生产的有机组合，降低运作成本，提升净利润率。
据此，提出如下假设：
H1a：互联网对所有企业的盈利质量都具有正向促进作用。
H1b：互联网对成本费用率较低企业的盈利质量具有显著促进作用。
H1c：互联网对成本费用率较高企业的盈利质量促进作用不显著。
2.互联网与制造企业营业收入、营业利润之间的关系
“互联网+”会从要素市场、商业模式、技术等方面推动企业创新，形成新的销售渠道，增加企业的销售机会，降低企业采购、流通、生产成本，增加流动资产周转率，从而增加销售收入，提升利润。流动资产周转率较高的企业，说明企业内部成本管理水平高，生产适销对路的产品，能扩大销售，提高流动资产的综合使用效率。
流动资产周转率反映了企业流动资产的周转速度，实际是企业流动资产质量的重要标志，流动资产包括现金、原材料、半成品、产成品、应收账款等项目。原材料、半成品、产成品等数量的多少反映企业产品获得市场认可的程度。内部管理水平高的企业流动资产周转快。当主营业务增幅大于流动资产增幅时，流动资产周转率指标应处于良性区间[ 10 ]。
据此，提出如下假设：
H2a：互联网对所有企业的销售增加、利润提升都具有正向促进作用。
H2b：互联网对流动资产周转率较高企业的销售增加、利润提升具有显著促进作用。
H2c：互联网对流动资产周转率较低企业的销售增加、利润提升促进作用不显著。
四、模型设定与变量定义
（一）模型设定
本文选取2011—2016年沪深A股制造业江苏省上市公司为研究样本，剔除期间数据缺失和ST、PT公司，得到了江苏省苏南、苏中、苏北地区126家上市制造企业面板数据，对主要变量在1%的水平上进行了Winsorize缩尾处理。数据来自国泰安数据库、江苏统计年鉴等，使用的计量软件为STATA14.0。
由于互联网对制造业绩效有重要影响，但影响不尽相同，所以互联网与上市公司的经营绩效并非简单线性关系，而要进行分组回归，组别的选择尤为重要，分组不当会造成偏误，本文使用Hansen发展的面板门槛回归方法[ 11 ]，内生划分样本区间，模型的表述如下：
被解释变量为营业收入、营业利润、净利润率，解释变量IPR指标反映企业实施“互联网+”的程度，qi，t为门槛变量，xi，t为一组与企业经营绩效显著相关的控制变量。
（二）变量定义
本文借鉴郭家堂等[ 2 ]的做法，选取上市公司注册所在地移动互联网普及率作为互联网代替指标。
为了进一步分析互联网对企业盈利质量、销售收入、提升利润等的影响，本文参考杨德明等[ 3 ]、王金杰等[ 4 ]的做法，选取营业收入、营业利润、净利润率作为被解释变量，互联网普及率为解释变量，销售成本费用率、流动资产周转率为门槛变量，无形资产比率、资产负债率、资产总量、企业董事长和总经理是否兼职等为控制变量。变量定义如表1。
五、实证检验分析
（一）描述性统计
为减少指标异方差的可能，将营业收入、营业利润、资产总额等总量指标取对数，表2列示了各变量的描述性统计结果。由表2可知，样本企业净利润率、流动资产周转率、资产负债率的均值分别为0.055、1.5、40.9%，说明企业经济绩效和负债情况差异较大，分布较不均匀。
本文进行了相关性分析，结果显示众多的自变量和因变量之间存在相关性，有必要进行回归分析。为有效控制回归分析中多重共线性带来的影响，本文对涉及的解释变量进行共线性检验，发现max{vif1，vif2，…，vifk}=1.13，远小于经验规则限定的10，说明变量间的线性相关性较弱，不存在严重的多重共线性问题。
为避免面板回归分析中存在的异方差、自相关、普通标准差高估显著性等问题而产生的误差，本文采用聚类稳健标准差进行面板回归分析。此外，如果普通标准误与聚类标准误相差较大时，使用传统的Hausman检验判断该采用面板固定效应模型还是随机效应模型将不再合理，解决的办法是使用自助法或是辅助回归[ 12 ]，本文采用辅助回归的办法进行分析。在原假设是选用随机效应模型合理的情况下，以LNMBI和LNOP为被解释变量得到的P值均为0.0000，结论一致接受固定效应模型。
（二）以销售成本费用率为门槛，净利润率与互联网之间的关系
本文检验销售成本费用率是否存在门槛值使得互联网普及率与净利润率之间的关系发生结构性变化。若面板回归中存在门槛值时，传统的OLS回归分析不能准确分析回归方程中的变量关系，所以按照Hansen[ 11 ]的方法，用Bootstrap方法抽样500次计算出回归方程的F值和P值，门槛效应检验结果见表3。参照龚锋等[ 13 ]的做法，按照门槛值进行分组回归，下文同。
由表3双门槛值（0.8058、0.9217）的F值可知，方程在5%的显著性水平上存在门槛值，拒绝了不存在门槛值的零假设，故将样本分为销售成本费用率低组、中组、高组三個子样本，并根据上文模型（4）进行回归，结果见表4。
从表4中可以看出，以全样本进行面板回归分析时，互联网普及率（IPR）的回归系数为-0.084，未通过10%的显著性检验，互联网普及与净利润率负相关，但不显著。结合表2销售成本费用率均值高达82.5%，说明制造业上市公司销售成本费用率较高。而对于销售成本费用率水平低却深受互联网影响的企业来说，销售成本的减少会带来营业利润的增加，但能否提升盈利的质量呢？根据门槛值区分的两个方程的回归结果中，销售成本费用率均未通过显著性检验。净利润率反映了企业的盈利质量。在低、中销售成本费用水平下，互联网普及率的回归系数为-0.121、-0.007，其与净利润率负相关;在高销售成本费用率水平下，互联网普及率的回归系数为0.036。以上均未通过显著性检验。结果表明，假设H1a、H1b不成立，假设H1c成立。上市江苏制造企业还未充分利用互联网技术对产品研发与生产技术进行提升，未充分利用互联网技术进行新产品开发，未充分提升产品的增加值，盈利质量有待提升。 （三）以流动资产周转率为门槛，营业利润与互联网之间的关系
本文检验门槛效果显著性和门槛估计值真实性，检验流动资产周转率是否存在门槛值使得互联网普及率与营业利润之间的关系发生非线性的结构性变化。
若面板回归中存在门槛值时，传统的OLS回归不能准确分析回归方程中的变量关系，所以按照Hansen[ 11 ]的方法，用Bootstrap方法抽样500次计算出回归方程的F值和P值，双门槛值（1.6069、1.7891）的F值可知，方程在5%的显著性水平上存在门槛值，拒绝了不存在门槛值的零假设，故将样本分为流动资产周转率低组、中组、高组三个子样本，并根据上文模型（4）进行回归，结果见表5。
从表5中可以看出，以全样本进行线性回归时，互联网普及率（IPR）的回归系数为0.188，并且在5%的水平上通过了显著性检验，说明互联网普及与营业利润正相关。结合表2制造业营业利润对数均值21.59，流动资产周转率均值达1.5。对于流动资产周转率水平低，同时又深受互联网影响的企业来说，流动资产周转率的增加会带来营业利润的增加。在按照门槛值区分的两个方程的回归结果中，流动资产周转率大于1.6069这一门槛值水平上，互联网普及率回归系数通过了显著性检验，小于1.6069方程没有通过。在流动资产周转率低水平下，互联网普及率的回归系数为-0.019，其与营业利润负相关，但不显著;而在流动资产周转率中和高水平下，互联网普及率的回归系数分别为0.519、0.378，与企业营业利润显著正相关。这一结果表明，上市公司充分利用互联网技术，能有效减少销售渠道，加快流动资产周转率，提升企业利润。在流动资产周转率较低时，说明企业的产品受市场接受的程度较低，互联网不能增加企业利润;而当企业有较高的流动资产周转率时，说明企业的产品和服务受市场接受程度较高，通过互联网技术能减少渠道，降低运作成本，提升企业营业利润。
（四）以流动资产周转率为门槛，营业收入与互联网之间的关系
流动资产周转率是否存在门槛值使得营业收入与互联网之间的关系发生结构性变化？
若面板回归中存在门槛值时，传统的OLS回归分析不能准确分析回归方程中的变量关系，所以按照Hansen[ 11 ]的方法，用Bootstrap方法抽样500次计算出回归方程的F值和P值，双门槛值（0.4816、2.2367）的P值可知，方程在1%的显著性水平上存在门槛值，拒绝了不存在门槛值的零假设。基于门槛值0.4816和2.2367，将样本分为流动资产周转率低组、流动资产周转率中组、流动资产周转率高组三个子样本，并根据上文模型（4）进行回归，结果见表6。
从表6中可以看出，以全样本进行线性回归时，互联网普及率（IPR）的回归系数为1.350，并且在1%的水平上通过了显著性检验，互联网普及与营業收入之间的关系正相关。结合表2制造企业流动资产周转率均值1.5，说明制造业上市公司流动资产周转率总体不高。在根据门槛值区分的三个方程的回归结果中，除了低组外，另外两组流动资产周转率在1%或10%的水平上通过了显著性检验。在低流动资产周转率水平下，互联网普及率的回归系数为-0.685，与营业收入负相关，但不显著;而在流动资产率中、高水平下，互联网普及率的回归系数分别为0.312、1.954，与营业收入的正相关程度较流动资产率低组明显增强。这一结果表明，上市公司充分利用互联网技术，可以促进企业加强内部管理，充分有效地利用流动资产，增加材料采购，调动暂时闲置的货币资金用于生产经营和销售渠道的扩张，还可以促进企业利用互联网销售渠道扩大销售，提高流动资产的综合使用效率。
根据（三）（四）实证研究结果，可知假设H2a不成立，H2b、H2c成立。
（五）地区差异分析
由于互联网对经济的作用存在地区差异，为了进一步探讨这个问题，本文将江苏省划分为苏北、苏中、苏南三个地带进行地区差异的分析。地区差异分析的回归结果如表7所示，可以发现，即使对样本进行了区域划分，前文分析所得出结论依然不变，进一步验证了本文的研究假设。
从表7可以看出，以营业利润为被解释变量进行回归，结果与表5类似。互联网对苏南、苏中影响呈显著正相关，互联网技术对苏中企业制造企业助推作用尤为明显，能显著增加企业的利润。以主营业务收入为被解释变量进行回归，结果与表6类似，说明苏南、苏中制造企业能有效利用互联网技术，降低生产销售环节的运作成本，提升流动资产周转率，增加企业利润和销售收入。
（六）内生性问题的讨论
为避免产生内生性问题，数据来源上本文尽量采用江苏制造企业上市公司数据。同时为避免遗漏变量而产生内生性问题，在回归方程分析过程中加入了无形资产比率、资产负债率、资产总量、是否兼职等指标作为控制变量，同时采用固定效应模型[ 12 ]。
互为因果也会产生内生性问题，互联网促进了制造企业增加营业收入、增加销售利润，制造企业经营业绩的改善也会促进互联网的发展。为了分析此中因果关系的主因，将互联网普及率的滞后一期作为核心解释变量进行回归，其逻辑是当期制造企业经营绩效的提高对互联网滞后期的影响几乎不存在。如果互联网的滞后期对当期的经营绩效指标依然存在前文所分析的对应关系，则说明在双向因果关系中主因是互联网。表8中的（19）和（20）是以上回归分析的结果，可以发现以滞后一期作为被解释变量进行回归，所得出的结论与前文基本回归结果是一致的。
为了稳健起见，本文继续选择工具变量法对内生性问题进行进一步处理。有效的工具变量需要满足外生性和相关性两个条件，不少学者将被解释变量的滞后期作为工具变量[ 14 ]，本文采用同样的处理方法，即选择滞后一期IPR 作为当期IPR的工具变量进行回归，估计的结果见表8的（21）和（22）。在以上模型中，经营绩效是该回归模型的被解释变量，发现采用工具变量法回归的IPR系数与前文基本回归所得到的系数差别不大。 六、主要结论与策略建议
（一）主要结论
1.互联网能提高江苏制造企业的营业收入和营业利润
互联网与江苏制造企业的主营业务收入增长、利润增加显著正相关，以流动资产周转率为门槛变量分析中可以看出，两者不尽相同。以营业利润为解释变量，流动资产周转率的门槛值为1.6069、1.7891;以营业收入为解释变量，流动资产周转率的门槛值为0.4816、2.2367。流动资产周转率高从侧面说明企业产品或服务的市场接受程度，互联网技术能减少流通渠道，增加销售机会，增加企业销售收入，提升营业利润。
2.互联网未明显提高制造企业的盈利质量
互联网普及率对制造企业净利润率的回归系数为-0.084，销售成本费用率低、中组回归系数为-0.121、-0.007，高组回归系数为0.036，均未通过10%显著性检验。说明互联网技术对企业的影响主要在采购渠道、生产渠道、销售渠道的优化和助推上，对企业研发、设计、品牌等方面未见明显成效，未能提升产品的增加值，推进产业转型升级，故反映在结果上表现为互联网未能提升企业净利润率。
3.互联网对江苏区域制造企业影响不尽相同
根据上文的结果可以看出互联网对苏南、苏中、苏北制造企业的影响程度不同。苏北以营业利润、营业收入为被解释变量，互联网普及率回归系数值为-0.524、0.797，均未通过显著性检验。苏北制造企业受互联网影响明显较苏南和苏中弱，说明江苏苏中和苏南制造企业受到互联网影响程度较高，企业根据互联网外部环境采取有效措施改进生产经营业务，提升管理水平，因势利导借助互联网提升企业的核心竞争力;而互联网对苏北制造企业的助推作用相对较弱，苏北整体经济水平与苏中、苏南比有较大差異，企业应根据互联网外部环境的变化，采取相关策略，助推企业发展。
（二）策略建议
1.利用互联网扩大企业销售规模
从上文可知，互联网对企业的助推作用是不一样的，流动资产周转率较高的企业，互联网的助推作用较明显。外因通过内因起作用，内因是关键要素。制造企业应根据实际情况，制定互联网战略，不能不切实际，生搬硬套。企业应将互联网战略与企业的生产经营紧密结合，充分利用互联网技术，进一步拓展销售渠道，获取消费者对产品和服务的需求信息，根据消费者需求进行个性化生产;通过信息共享，实现大规模定制、标准化生产、低成本扩张的结合;进一步提高企业经营管理水平和能力，增强成本管控能力，合理规划企业的发展，制定相应的规章制度，提升管理的执行力[ 15 ]。
2.利用互联网提高企业产品增加值
江苏的制造企业要进一步提升互联网与研发之间的紧密结合，提升产品研发质量，加大新产品开发力度，提高新产品比例。就互联网对盈利质量助推不显著的现状，要加大前沿技术和新产品研发投入的力度，充分利用互联网技术的网络优势，集合发展要素资源，提升专利研发水平;充分利用互联网平台，推进研发要素和资源的集聚，提升产品的增加值，最终实现提升企业盈利质量的目的[ 15 ]。
3.加紧推进区域制造业互联网融合工程
江苏各级政府应进一步加大互联网基础设施的投入，特别是苏北地区应加强互联网与产业的结合力度，提升互联网整体的发展水平。苏北制造企业应该因势利导，根据互联网外部环境的变化，及时调整相关企业运营管理模式，同时向苏南、苏中的制造企业学习，学习他们互联网与生产管理经营结合的有益经验，完善相关运作机制，提升制造企业与互联网技术的结合能力和水平。
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