馬曉蕓，程云行

(浙江農(nóng)林大學(xué)天目學(xué)院，浙江 臨安 311300)

責(zé)任編輯:方程

一、資源外包對企業(yè)績效影響的假設(shè)模型

本文利用外包強度來表示企業(yè)對外包的總體依賴程度，由外包寬度(外包業(yè)務(wù)數(shù)量/總業(yè)務(wù)數(shù)量)與外包深度(外包業(yè)務(wù)金額/該業(yè)務(wù)總金額)相乘而得到。[2]

1.資源外包對企業(yè)績效的直接影響

由于外包業(yè)務(wù)的價格一般比本企業(yè)自制的價格要低，有利于企業(yè)成本的節(jié)約；外包能使企業(yè)得到更專業(yè)、更高質(zhì)量的產(chǎn)品或服務(wù)，減少企業(yè)對某些業(yè)務(wù)的投入，有利于企業(yè)提升競爭力。據(jù)此，提出假設(shè)H1:資源外包對企業(yè)績效有積極作用。[3]

2.不同的企業(yè)戰(zhàn)略下資源外包對企業(yè)績效的影響

在成本領(lǐng)先戰(zhàn)略下，企業(yè)會為其業(yè)務(wù)尋找最低成本的提供者，外包的弊端將會隨著成本競爭力的改善而部分抵消；在差異化戰(zhàn)略下，如果將核心業(yè)務(wù)外包，企業(yè)將喪失對這些業(yè)務(wù)的控制力而損害其競爭力。據(jù)此，提出假設(shè)H2:在成本領(lǐng)先的企業(yè)戰(zhàn)略下，外包對企業(yè)績效的積極影響被加強，消極影響被減弱；在差異化的企業(yè)戰(zhàn)略下，則反之。

3.不同的環(huán)境動態(tài)性作用下資源外包對企業(yè)績效的影響

在高環(huán)境動態(tài)性時，外包后企業(yè)能利用新出現(xiàn)的技術(shù)而不必花大額資金；[4]環(huán)境穩(wěn)定時，公司無意中會將其競爭優(yōu)勢源泉泄露給業(yè)務(wù)提供者。據(jù)此，提出假設(shè)H3:環(huán)境動態(tài)性增強時，外包對企業(yè)績效的積極影響被加強，消極影響被減弱；環(huán)境動態(tài)性減弱時，則反之。

4.企業(yè)特征、外包動機對外包強度的影響

在進(jìn)行企業(yè)外包強度的影響因素分析時，主要考慮企業(yè)特征和外包動機這兩個因子。對于企業(yè)特征，考慮的是不同企業(yè)規(guī)模及企業(yè)性質(zhì)對外包強度的影響。據(jù)此，提出假設(shè)H4a:不同規(guī)模的企業(yè)在總體資源外包強度上存在著顯著差異；假設(shè)H4b:不同類型的企業(yè)在總體資源外包強度上存在著顯著差異；假設(shè)H5:企業(yè)的外包動機對企業(yè)整體外包強度有影響。

基于以上假設(shè)，本文假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 資源外包對企業(yè)績效影響的假設(shè)模型

二、對假設(shè)模型的回歸分析

為了對提出的假設(shè)模型進(jìn)行實證分析，本文對浙江省內(nèi)的主要制造企業(yè)進(jìn)行了調(diào)查，涉及杭州、寧波、溫州、臺州的200家企業(yè)，總共發(fā)放調(diào)查問卷300份，回收問卷96份，有效問卷72份。問卷所調(diào)查的企業(yè)規(guī)模主要集中在大于100人而小于500人的中型企業(yè)，以民營企業(yè)和國有企業(yè)為主，問卷的填寫人員大多集中在工作10年以內(nèi)的中層管理者。問卷的核心內(nèi)容是外包動機、企業(yè)戰(zhàn)略、環(huán)境動態(tài)性以及企業(yè)績效四個量表。

1.因子分析和效度與信度分析

首先對各個量表的各項內(nèi)容做因子分析，結(jié)果表明均適宜做因子分析。然后再分別進(jìn)行主成分分析，4個量表的效度和信度均較高。根據(jù)研究項目的內(nèi)容，將統(tǒng)計分析得到的企業(yè)外包動機(假設(shè)H5)4個因子命名為使企業(yè)更具靈活性動機、節(jié)約成本動機、提高產(chǎn)品質(zhì)量動機、提供更滿意服務(wù)動機；將企業(yè)戰(zhàn)略的(假設(shè)H2)2個因子命名為成本領(lǐng)先戰(zhàn)略和差異化戰(zhàn)略；環(huán)境動態(tài)性(假設(shè)H3)的2個因子命名為高環(huán)境動態(tài)性和低環(huán)境動態(tài)性；企業(yè)績效(假設(shè)H1)的3個因子命名為財務(wù)績效、創(chuàng)新發(fā)展績效、利益相關(guān)人績效。

位移偏差e的論域為選用[-0.5，0.5]，定義模糊集為{N Z P}，模糊集里的字母N、Z、P分別表示參考位移和系統(tǒng)輸出位移的偏差為負(fù)、偏差為零，偏差為正。位移偏差變化率ec的論域定為[-1，1]，定義模糊集也同樣為{N Z P}，模糊集里的字母N、Z、P分別表示機械臂位移偏差變化率為負(fù)、位移偏差變化率為零，位移偏差變化率為正。模糊控制器輸入變量(位移偏差和偏差變化率)的隸屬度函數(shù)均選高斯函數(shù)。壓力P的論域為[0，10]，定義模糊集為{P1 P2 P3 P4 P5}，表示壓力依次增大，模糊控制器輸出量(壓力)的隸屬度函數(shù)選用三角形函數(shù)。

2.方差分析

不同的企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)對外包強度的方差分析，P值分別為0.752、0.327，均大于0.05，說明對于不同規(guī)模、不同性質(zhì)的企業(yè)，資源外包強度不存在顯著性差異，所以假設(shè)H4a和假設(shè)H4b都不成立。這表明目前浙江省制造業(yè)不管是大型企業(yè)、中型企業(yè)、小型企業(yè)，還是國有企業(yè)、外資企業(yè)、合資企業(yè)、民營企業(yè)，外包程度都處于同一個水平，沒有明顯的差異。究其原因，很可能是各類企業(yè)目前總體的外包水平仍然比較低，所以不會有顯著性差異。

3.回歸分析

(1)外包動機對外包強度的回歸分析

以外包強度為因變量，外包的4種動機為自變量進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果如表1所示。

從表1中結(jié)果來看，只有提高靈活性動機進(jìn)入了最終的方程。從回歸效果分析，F(xiàn)＝7.714，回歸效果不顯著。從調(diào)整系數(shù)分析，回歸方程能解釋總差異的8.6%，回歸方程的解釋能力比較小。這可以說明，目前，企業(yè)進(jìn)行外包主要是為了提高企業(yè)的靈活性，而不是為了提高產(chǎn)品的質(zhì)量、降低成本和提高服務(wù)性水平。所以假設(shè)H5只有部分成立。

(2)外包強度對企業(yè)績效的回歸分析

第一，外包強度對財務(wù)績效的回歸分析。對于財務(wù)績效，如表2所示，在模型1中直接讓外包強度進(jìn)入回歸方程；模型2-4中分別考慮控制變量成本領(lǐng)先戰(zhàn)略、差異化戰(zhàn)略以及環(huán)境動態(tài)性。

從4個模型回歸的結(jié)果比較來看，4個模型中外包強度的回歸系數(shù)均為顯著性正值，說明企業(yè)財務(wù)績效與外包強度呈顯著正相關(guān)。模型2中的成本領(lǐng)先戰(zhàn)略(回歸系數(shù)為0.717)、模型3中的差異化戰(zhàn)略(回歸系數(shù)為-0.467)都分別進(jìn)入了財務(wù)績效的回歸方程，而模型4中的環(huán)境動態(tài)性沒有進(jìn)入回歸方程，說明企業(yè)采取成本領(lǐng)先戰(zhàn)略時外包對財務(wù)績效的好處得到加強，采取差異化戰(zhàn)略時外包對財務(wù)績效的積極作用減弱了，而不同的環(huán)境動態(tài)則不影響外包對財務(wù)績效的作用。同時，模型2的調(diào)整系數(shù)R2為0.176，模型3的調(diào)整系數(shù)R2為0.119，均明顯大于模型1中的調(diào)整系數(shù)R2為0.065，說明模型2、模型3的擬合程度均優(yōu)于模型1。因此，我們將財務(wù)績效的回歸方程歸納為:

表1 外包動機對外包強度的回歸分析

表2 外包強度對財務(wù)績效回歸分析

實施成本戰(zhàn)略時，財務(wù)績效＝1.980×外包強度＋0.717×成本領(lǐng)先戰(zhàn)略；

實施差異化戰(zhàn)略時，財務(wù)績效＝4.513＋2.641×外包強度-0.467×差異化戰(zhàn)略。

第二，外包強度對創(chuàng)新發(fā)展績效的回歸分析。對于企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展績效，如表3所示，模型1、模型2、模型3、模型4的做法同財務(wù)績效相同。從4個模型回歸的結(jié)果來看，首先，4個模型中外包強度的回歸系數(shù)均為顯著性負(fù)值，說明企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展績效與外包強度呈顯著負(fù)相關(guān)。其次，模型2中的成本領(lǐng)先戰(zhàn)略、模型3中的差異化戰(zhàn)略、模型4中的環(huán)境動態(tài)性都沒有進(jìn)入創(chuàng)新發(fā)展績效的回歸方程，說明企業(yè)是采取成本領(lǐng)先戰(zhàn)略，還是差異化戰(zhàn)略，環(huán)境動態(tài)性如何，都不影響外包對創(chuàng)新發(fā)展績效的作用。再次，4個模型中，模型2的調(diào)整系數(shù)R2為0.134，最高，稍微大于模型1的對應(yīng)值0.121，但模型1的F值為10.799，明顯大于模型2中的F值6.511，因此，我們采用模型1(常數(shù)為4.074)的回歸結(jié)果:

創(chuàng)新發(fā)展績效＝4.074-3.911×外包強度。

第三，外包強度對利益相關(guān)人績效的回歸分析。對于利益相關(guān)人績效，做法同財務(wù)績效相同。從4個模型回歸的結(jié)果來看，外包強度都沒有進(jìn)入利益相關(guān)人績效的回歸方程，說明外包與利益相關(guān)人績效無顯著性相關(guān)作用。

從上面的分析可以看出，外包強度對企業(yè)財務(wù)績效有積極作用，對創(chuàng)新發(fā)展績效有消極作用，對利益相關(guān)人績效無顯著性作用，假設(shè)H1不成立。讓成本領(lǐng)先戰(zhàn)略、差異化戰(zhàn)略、環(huán)境動態(tài)性分別作為控制變量進(jìn)入外包強度對企業(yè)績效的回歸方程中，只有成本領(lǐng)先戰(zhàn)略、差異化戰(zhàn)略進(jìn)入了財務(wù)績效的回歸方程，所以假設(shè)H2成立。由于環(huán)境動態(tài)性沒有進(jìn)入外包強度對企業(yè)財務(wù)績效、創(chuàng)新發(fā)展績效以及利益相關(guān)人績效的回歸方程中，所以假設(shè)H3不成立。通過方差分析，假設(shè)H4a和假設(shè)H4b都不成立。只有提高靈活性動機進(jìn)入了外包動機對外包強度的回歸方程，假設(shè)H5只有部分成立。

綜上，可以對本研究的假設(shè)模型進(jìn)行修正，如圖2所示。

表3 外包強度對創(chuàng)新發(fā)展績效回歸分析

圖2 本文研究結(jié)論中變量間的關(guān)系模型

三、管理啟示

首先，外包決策應(yīng)清晰化。在調(diào)查的制造業(yè)企業(yè)中，有相當(dāng)大部分企業(yè)采用的是多元化經(jīng)營戰(zhàn)略，在外包過程中分不清業(yè)務(wù)的主次，從而造成企業(yè)外包失敗，也造成了一定程度上的企業(yè)核心能力的喪失。企業(yè)在進(jìn)行資源外包決策時要基于企業(yè)整體戰(zhàn)略來制定外包計劃。

其次，目前企業(yè)進(jìn)行外包的主要原因不再是成本，而是為了提高企業(yè)自身的靈活性。企業(yè)進(jìn)行外包以后，其靈活性的確得到一定提高，但卻會降低企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量和服務(wù)水平。因此，企業(yè)在為了提高靈活性而進(jìn)行外包時，必須同時兼顧質(zhì)量和服務(wù)方面的能力。

再次，外包對企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展績效有直接的負(fù)作用。因此，企業(yè)在進(jìn)行外包活動時，特別是研發(fā)能力比較強的企業(yè)，要特別留意自己的創(chuàng)新發(fā)展績效。雖然企業(yè)可以通過外包的方式獲得新技術(shù)，但是還是要加大自身研發(fā)資源的投入，以免影響企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展績效。

最后，雖然目前一些研究證明外包與績效不存在顯著性相關(guān)，但外包可以通過影響企業(yè)財務(wù)績效、創(chuàng)新績效，進(jìn)而影響企業(yè)整體績效。企業(yè)可以選擇將一些廣告、貨運等非核心的業(yè)務(wù)進(jìn)行外包來提高企業(yè)的財務(wù)績效和避免創(chuàng)新績效的降低，以此來提升企業(yè)的整體績效。

[1]蘇敬勤，孫大鵬.資源外包的理論與管理研究[M].大連:大連理工大學(xué)出版社，2006:5-7.

[2]Gilley，K.M. ＆ Rasheed，A.Making More by Doing Less:An Analysis of Outsourcing and Its Effects on Firm Performance[J].Journal of Management，2000(4):763-790.

[3]王道平，李志奇.高新技術(shù)企業(yè)資源外包對企業(yè)績效影響的研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2004(5):96-100.

[4]張樹義，沈勛豐.警惕浙江制造業(yè)企業(yè)外包風(fēng)險[J].浙江經(jīng)濟，2005(15):34-35.