于获取内部组织的成本数据，尤其针对那些确实在企业内部组织的工序与部分的成本数据。具体而言，我们对于内部组织成本的测度主要由管理层用于计划、领导、监督特定零部件和生产过程的时间乘以平均每小时的管理工资率所得出。表123变量的定义和统计说明
组织成本（8）
生产=1如果在组织内部生产43个样本=0相反31个样本进度表=按照进度表生产的重要性分级（中间值=6）人力工人的技能、知识或经验的专用性程度（中间值=7）续表资产=生产过程中使用的装备的专用性程度（中间值=3）复杂性=生产任务的复杂性分级（中间值=3）工程技术=生产中应用的工程技术的密集程度分级（中间值=3）劳动=生产过程中相对的劳动/资本密集度的指数（中间值=5）负荷=1如果生产任务可以进行负荷平衡9个样本=0相反65个样本G0=计划、指导、监管一体化生产任务的成本中间值=＄38，690a（等于管理工作的小时数×管理层工资率）标准差=＄54，030样本数=74
a对于43个生产样本来说。
B实证结果（Empirical Results）
对于（4）和（5）中的结构模型，本文使用二阶段法进行了估计。参见Lee；Nelson；以及Maddala（228~9）的讨论。在第一阶段，我们估计一个选择决策的概率模型，来决定是在内部组织生产还是将工作分包给外部供应者。这一阶段采取简约的判断形式，类似于之前一体化决策中（不包含时间专用性和相似性）的实证研究估计。
在第二阶段，我们估计了模型的结构方程式。这首先通过选择性的应用第一阶段研究结果中形成的指标对内部组织成本进行校正而获得。对于无法观测到的外部组织成本函数中的系数的估计实际上是源于概率值的参数和内部组织成本的估计。下面的章节描述了每个估测阶段的结果并估计了组织成本。在第Ⅴ部分中将讨论研究结果以及该结果与之前实证研究的联系。
1自制与外购决策的概率估计（Probit Estimation of the MakeorBuy Decision）表124中，我们给出了选择方程中的3种明细结果。列（1）表明了仅仅使用专用性、复杂性以及考虑平衡负荷的变量LOAD的一体化生产决策的概率估计结果。这一说明强调了近期交易成本文献中提到的使市场交易风险加大的因素。和我们所预计的一样，在交易专用性的变量中，进度表的系数为正且较大，这表明任务的进度对于项目越重要，生产一体化的可能性越大。与预期不同的是，资产的系数为较大的负值，而人力资产的系数只是较小的正值（在 010水平上的单尾检验系数很大）。最初的估计表明复杂性对于一体化决策的影响不太明显或者有轻微的负效应。然而，具体的测验揭示了复杂性对于可观测的组织安排的非单调效应。具体而言，对于比较简单的组成部分，复杂性的提高使得生产内部化的可能性降低。而在临界点，当复杂性提高时，一体化的可能性也提高。结果表明，对于大多数复杂的任务和部件而言，契约的缺陷日益凸显，超过了内部组织生产的管理负荷。由于估计独立变量时样本容量小以及用以评价独立变量的量表中阶数过多，结果中的可观测特征太少以至于无法使用虚变量做出估计。因此我们同时并且依次地增加了每个变量的二次方来检验其非线性。我们发现无法证明变量（除了复杂性之外）是非线性的。复杂性的二次方项其最小值在列（1）中是80，列（2）、列（3）中分别为66、68。在另外试图衡量复杂性的研究中，Masten （1984）发现相对简单的项目一体化的可能性较小，但在高度复杂和中等复杂程度的项目之间却没有明显的区别。目前的研究进一步探讨了复杂性的影响，并表明可观测的非线性特征的强度很大程度上依赖于复杂性为1的13份观测资料。“负荷”的影响也是正向的，但是并不十分明显。
组织成本（9）
列（2）中的综合计算结果反映了相似性导致一体化的预期，以及传统交易成本观点中的变量。劳动力和工程技术的系数很大，并支持这一假设：在此应用中，在较高的劳动密集度和较低的工程技术密集度的活动中更可能出现一体化。就其他交易成本变量而言，在列（1）中进度表和复杂性对它们的影响是相似的。然而，所加入的工程技术和劳动力改变了人力资产和实物资产专用性的估计效用。尤其是资产系数接近零，而同时人力资产系数迅速提高。忽略工程技术和劳动，它的预期影响与人力和资产的系数偏差造成的影响一致：因为工程技术的强度降低了一体化的可能性，忽略工程技术（它与人力和资产是正相关的），会使人力和资产的系数产生偏差。另一方面，劳动（与人力和资产负相关）会提高一体化的可能性，因此，将其排除会使偏差变大。结果表明企业可能更倾向于将能够提供“平衡负荷”作用的活动一体化。总的说来，在74个观察样本中，列（2）中表述的整体模型所预测的组织形式能适用于其中64个观察样本。
最后，列（3）显示了除去负荷变量后整体模型的对比结果。虽然这一结果与列（2）很相似，但忽略平衡负荷，削弱了一体化与人力资产、工程、进度表之间的相关性。因为潜在的平衡负荷业务，往往会应用相对标准的技能和资产（几乎不涉及工程技术），并需要灵活的进度表，参数估计的变化与我们忽略这一变量造成的预期偏差是一致的。表124制造或购买的估计概率值
（1）（2）（3）持续性040531…31229…25112（0672）（…2720）（…2247）进度表029222043285037010（3027）（3380）（3031）人力资产013899022327019888（1541）（2154）（1998）资产…015051…008512…010024（…1981）（…0971）（…1164）复杂性…075654…088865…085055（…2500）（…2656）（…2613）复杂性2004744006690006291（1781）（2218）（2166）工程技术…018139…013805（…1768）（…1429）劳动042928039893（3754）（3575）负荷08590813955（1451）（1895）χ2200463752933296（6 df）（8 df）（7 df）括号中的t统计量，n=74
总而言之，此阶段的分析估计了一个简约模型（类似于先前一体化的交易成本研究中所使用过的），从而支持这一命题：市场和内部组织的成本变动会影响经济活动的组织。特别的，实际结果在如下两方面与此假设一致：（i）时间及人力资产专用性可能会导致市场交易中的敲竹杠问题；（ii）在企业内，管理不相似活动及不熟悉活动存在成本。D*idson和 McFetridge（1984；1985）在他们关于技术转让模式的研究中也使用了对于相似性的衡量尺度。虽然他们所用的衡量尺度与我们的不同，但他们的发现结果……关于相似性对一体化的激励作用……与我们类似。但正如之前所说的那样，无法使用简约模型确认潜在的成本结构从而使这些结论的分量打了折扣。
2组织成本估计（OrganizationCost Estimates）
与早先研究相比，关于内部组织成本的数据使我们可以估计组织成本的结构方程和组织成本。应用一体化的样本，我们通过内部组织成本对每个独立变量（负荷除外平衡负荷活动的管理成本并不比其他活动高，这一点有数据支持。组织成本方程中对于8个独立变量的囊括使得选择错误和结构方程之间的相关系数超过了逻辑上限，这在纠正选择标准的内生标准误差时产生了一些问题。这个问题在采用小样本时相当普遍。）的回归分析，以及表124中由第（3）列的概率值所构造的甄别纠正因子（a selection correction factor），估计了内部组织成本方程的系数。很明显，组织成本方程包括逆米尔斯比率（the inverse Mills ratio）λ=f（z）/F（z）；其中，z是源于概率方程的估计值，f和F分别是标准正态分布的密度函数和分布函数。书 包 网 txt小说上传分享
组织成本（10）
表125中，列（1）和列（2）给出了在线性和对数表示下内部组织成本方程中的系数估计值。我们使用LIMEDP version 51来估计内部组织成本方程。这些方程的标准误差通过选择内生纠偏指数来纠正。用对数表示有下述好处：能将组织成本限定为正，并更适用于数据。虽然样本容量小，（只有43个“自制”观察样本），但两个方程均给出了合理的估计。与概率方程中相似，复杂性对于内部组织成本方程的影响是非单调的，两种情况下，峰值大约为53。进度表中的系数并不大，这表明进度表对于一体化决策的主要影响来自市场交易的风险（请参照下一段）。实物资产专用性的程度正如预料的那样，对于内部组织成本没有影响。而与预期相反，在这些方程中，人力资产的系数为负，表明具备较多专业技能的工人，其管理成本较少。最后，正如“科斯假设”所预料的那样，生产中劳动密集度越大，与该部分相关的工程技术要求越低，企业的组织成本也越低。表125组织成本
（1）（2）（3）（4）GoIn（Go）ln（Gm）β=0σ=0持续性6145811036237400964492（0856）（7080）（3656）（5704）进度表…286998012453059400068817（…0049）（1058）（4216）（4010）人力资产…109339…018772004874010301（…2443）（…2104）（0484）（0715）资产149409…001961…012173…013045（0404）（…0256）（…1421）（…1777）复杂性320292091355…001618…024362（1853）（2615）（…0043）（…0563）复杂性2…299595…008630…001374000081（…2027）（…2874）（…0420）（0023）工程技术134914025686002066（3765）（3592）（ 0192）劳动…101614…040561015339（…1375）（