張寶友，蔡紀(jì)偉

(中國計(jì)量大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、問題提出

創(chuàng)業(yè)是中國促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、帶動(dòng)就業(yè)和增強(qiáng)國家競(jìng)爭(zhēng)力的戰(zhàn)略需要，也是中國政府注重科學(xué)技術(shù)，實(shí)施科教興國戰(zhàn)略、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的必然。全球創(chuàng)業(yè)監(jiān)測(cè)(Globe Entrepreneurship Monitor，簡(jiǎn)稱GEM)數(shù)據(jù)顯示，雖然中國早期創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指數(shù)(total early-stage entrepreneurial activity，TEA)大于10%，遠(yuǎn)高于歐美創(chuàng)新型國家(英國為8.8%、德國為4.6%和法國為5.3%)。但中國創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指數(shù)從2014年已開始下降，且多數(shù)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在創(chuàng)新性差和成功率低等缺陷[1]。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)主要分為模仿型創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)[2]，創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)因打破現(xiàn)有均衡關(guān)系而獲得價(jià)值創(chuàng)造，其提供的商品具有明顯的差異化優(yōu)勢(shì)，具備創(chuàng)造更高經(jīng)濟(jì)效益的特征[3]。可見，提高創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的成功率是提升中國創(chuàng)業(yè)質(zhì)量的有效途徑。那么，影響創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的因素有哪些，影響程度有多大以及影響渠道是什么，成為目前中國創(chuàng)業(yè)政策制定著重關(guān)注的問題。

已有關(guān)于創(chuàng)業(yè)影響因素的文獻(xiàn)從創(chuàng)業(yè)企業(yè)的內(nèi)部和外部?jī)煞矫嬲归_。內(nèi)部因素主要包括創(chuàng)始人的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷[4-5]、人力與社會(huì)資本[6]及啟動(dòng)資金[7]等。外部因素主要包括制度質(zhì)量[2]、稅收[7]及國家文化[5，8]等。隨著中國逐步放松外資的準(zhǔn)入管制，外資進(jìn)入通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、示范效應(yīng)、前后關(guān)聯(lián)效應(yīng)和人員流動(dòng)效應(yīng)[9]促進(jìn)本土企業(yè)生產(chǎn)率[10]、企業(yè)出口績(jī)效[11]和技術(shù)進(jìn)步[12]的提升，最終促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新行為[12-13]。而關(guān)于外資進(jìn)入對(duì)創(chuàng)新型企業(yè)影響的研究則鮮見，只有王佳等(2021)、田畢飛和陳紫巖(2017)通過GEM數(shù)據(jù)庫提供的35個(gè)國家相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證后發(fā)現(xiàn)，外商直接投資(foreign direct investment，F(xiàn)DI)的數(shù)量與東道國的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系[1，14]。另外，F(xiàn)DI與外資進(jìn)入并非同一概念。換句話說，中國如果沒有實(shí)施外資進(jìn)入政策，F(xiàn)DI便無法進(jìn)入國內(nèi)市場(chǎng)，但即使實(shí)施了外資進(jìn)入政策，F(xiàn)DI也未必一定會(huì)進(jìn)入國內(nèi)市場(chǎng)[13]。此外，F(xiàn)DI與創(chuàng)業(yè)之間既存在需求創(chuàng)造和競(jìng)爭(zhēng)驅(qū)動(dòng)等正向關(guān)系，又存在就業(yè)帶動(dòng)和競(jìng)爭(zhēng)擠出等負(fù)向關(guān)系，而學(xué)者們關(guān)于“凈效益”的結(jié)論至今未達(dá)成一致意見[1]。那么，對(duì)中國而言，外資領(lǐng)域的逐步放開是否對(duì)創(chuàng)新型企業(yè)產(chǎn)生一定的影響？該影響是正向還是負(fù)向？外資進(jìn)入后又是通過哪些渠道作用于中國創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)？這些都是需要進(jìn)一步探討的問題。

自改革開放以來，國內(nèi)市場(chǎng)呈現(xiàn)出制造業(yè)高度開放和服務(wù)業(yè)開放不足的“偏向型”經(jīng)濟(jì)開放格局。雖然中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)離不開開放的國際市場(chǎng)，但關(guān)于中國服務(wù)業(yè)市場(chǎng)的外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)的真實(shí)影響程度有多大這一問題一直缺乏系統(tǒng)的研究。因國際服務(wù)貿(mào)易占貨物貿(mào)易的比重較小，加上各國服務(wù)業(yè)政策數(shù)據(jù)的不足，有關(guān)服務(wù)市場(chǎng)政策引發(fā)的各種經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的成果相對(duì)缺乏[15]。因此，一直到20世紀(jì)90年代才出現(xiàn)少量關(guān)于服務(wù)業(yè)市場(chǎng)對(duì)外開放而導(dǎo)致的各類經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究成果，包括對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率增長[16-17]、貨物出口貿(mào)易[18]和產(chǎn)業(yè)升級(jí)與安全[19]等。雖然也有少量關(guān)于服務(wù)業(yè)部門自身發(fā)展的文獻(xiàn)，但依然側(cè)重于外資進(jìn)入對(duì)東道國服務(wù)業(yè)投資和增長的擠出效應(yīng)[20]及技術(shù)溢出效應(yīng)[21]，仍未見關(guān)于服務(wù)業(yè)領(lǐng)域內(nèi)的外資進(jìn)入對(duì)其創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)影響的研究成果。

與既有文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：(1)通過跟蹤服務(wù)業(yè)外資進(jìn)入的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)這一學(xué)術(shù)熱點(diǎn)，探究外資進(jìn)入如何推動(dòng)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一重大現(xiàn)實(shí)問題。深入分析外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)理，并借助于中國服務(wù)業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，這有助于揭開外資進(jìn)入如何推動(dòng)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一知識(shí)“黑箱”，彌補(bǔ)現(xiàn)有研究成果的不足。(2)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)是指企業(yè)在原有服務(wù)產(chǎn)品的基礎(chǔ)上進(jìn)行創(chuàng)新，或利用科技創(chuàng)新成果(如專利)設(shè)立新企業(yè)，向市場(chǎng)提供先進(jìn)的服務(wù)產(chǎn)品的行為[1]。本文進(jìn)一步考察科技創(chuàng)新人才在外資進(jìn)入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，以深入理解外資進(jìn)入與科技創(chuàng)新人才的互動(dòng)對(duì)中國創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，為服務(wù)業(yè)企業(yè)完善科技創(chuàng)新人才制度進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展提供參考。(3)在研究方法方面，與以往借助FDI或外資存量數(shù)據(jù)的研究不同，本文采用2002年《外商投資產(chǎn)業(yè)指導(dǎo)目錄》(后文簡(jiǎn)稱《目錄》)衡量外資管制放松政策這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的研究方法分析外資進(jìn)入對(duì)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，可有效緩解內(nèi)生性問題對(duì)回歸結(jié)果造成的偏誤。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響渠道，歸納起來主要有創(chuàng)新激勵(lì)、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化四個(gè)方面：(1)創(chuàng)新激勵(lì)方面。外資進(jìn)入對(duì)中國企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響首先表現(xiàn)在對(duì)服務(wù)產(chǎn)品需求的市場(chǎng)瞬間變大，因?yàn)闊o論外資服務(wù)企業(yè)進(jìn)入服務(wù)業(yè)供應(yīng)鏈上游還是中下游，均需要本土服務(wù)業(yè)企業(yè)提供支持。中國本地服務(wù)業(yè)企業(yè)為了能夠在激烈的競(jìng)爭(zhēng)中獲得市場(chǎng)份額，保持競(jìng)爭(zhēng)力，將不斷增加創(chuàng)新投入、提升服務(wù)品質(zhì)或開拓服務(wù)模式創(chuàng)新?？梢?，中國服務(wù)業(yè)企業(yè)面對(duì)的潛在需求規(guī)模越大，對(duì)其創(chuàng)新投入的激勵(lì)作用越強(qiáng)[22]。另外，外資進(jìn)入也會(huì)引入中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的直接競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手，引發(fā)更為激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。而一個(gè)競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)是引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投入增加或改善服務(wù)產(chǎn)品經(jīng)營模式的重要觸發(fā)機(jī)制，這將改善服務(wù)業(yè)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，進(jìn)而提升知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)的比例[23]。如果外資企業(yè)與中國企業(yè)爭(zhēng)奪客戶時(shí)通過提高進(jìn)入技術(shù)壁壘加以阻止，那么，國內(nèi)創(chuàng)新水平和生產(chǎn)效率均較低的企業(yè)將被拒之門外，即產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，而具備技術(shù)創(chuàng)新能力的企業(yè)將獲得更多機(jī)會(huì)。另外，外資企業(yè)具有專利壟斷特性，只有具備更先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)或更高品質(zhì)產(chǎn)品的創(chuàng)新型企業(yè)，才能與之競(jìng)爭(zhēng)。同時(shí)，在競(jìng)爭(zhēng)過程中，“干中學(xué)”可以促進(jìn)中國企業(yè)進(jìn)入國際業(yè)務(wù)領(lǐng)域，開展國際性創(chuàng)業(yè)[1]。(2)人力資源積累方面。相對(duì)于制造業(yè)等其他行業(yè)，人力資源積累對(duì)于服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)尤其重要。外資服務(wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)入后往往采取本土化經(jīng)營策略，以迎合消費(fèi)者的偏好和市場(chǎng)所在地的政府監(jiān)管。跨國企業(yè)具有較為完善的人力資源培訓(xùn)體系，可以促進(jìn)本土從業(yè)人員的人力資本水平；即跨國企業(yè)的本土從業(yè)人員一旦流入中國服務(wù)業(yè)企業(yè)中，將會(huì)提升中國本土服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力。即使不發(fā)生上述的人員流動(dòng)，外資服務(wù)業(yè)企業(yè)人力資源管理的成功經(jīng)驗(yàn)也會(huì)被中國服務(wù)業(yè)企業(yè)所效仿。雖然在自然人流動(dòng)模式中更多地依賴于個(gè)人行為向中國企業(yè)提供服務(wù)，但基于一對(duì)多或一對(duì)一的服務(wù)提供模式，也會(huì)對(duì)本土人員的人力資本積累產(chǎn)生積極影響[24-25]。(3)技術(shù)溢出渠道方面。該方面主要體現(xiàn)在外資進(jìn)入帶來的技術(shù)與信息外部性。首先是人力資本流動(dòng)引致的技術(shù)與管理經(jīng)驗(yàn)的溢出[25]，其一是中國企業(yè)員工與外資企業(yè)員工之間的學(xué)習(xí)交流帶來的知識(shí)外溢，此種隱性知識(shí)的外溢渠道主要包括參觀訪問、學(xué)術(shù)會(huì)議和專業(yè)展覽等；其二是員工從外資企業(yè)離職后進(jìn)入中國本土企業(yè)或自己進(jìn)行創(chuàng)業(yè)時(shí)，其擁有的技術(shù)知識(shí)和管理經(jīng)驗(yàn)等顯性知識(shí)被轉(zhuǎn)移到了本土企業(yè)中。其次，中國企業(yè)管理者可以通過考察外資企業(yè)管理案例，包括管理方法和產(chǎn)品技術(shù)，進(jìn)而帶來管理經(jīng)驗(yàn)的溢出和實(shí)現(xiàn)在原有技術(shù)基礎(chǔ)上的技術(shù)創(chuàng)新[26]。(4)資源配置優(yōu)化方面。首先，外資進(jìn)入所帶來的創(chuàng)新和技術(shù)要素可以提升整個(gè)市場(chǎng)服務(wù)產(chǎn)品質(zhì)量，低端服務(wù)產(chǎn)品要素投入則可以降低企業(yè)經(jīng)營成本，因此，外資進(jìn)入為中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)者尋求最優(yōu)投入資源提供了較為自由的取舍[27]。也就是說，外資進(jìn)入為中國服務(wù)業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)過程中，在更大市場(chǎng)空間內(nèi)獲取資源創(chuàng)造了更好條件。其次，分工與專業(yè)化是企業(yè)提高核心競(jìng)爭(zhēng)力的必然，外資進(jìn)入為中國服務(wù)業(yè)企業(yè)開展分工合作，并進(jìn)一步專注于自身核心業(yè)務(wù)提供了可能性[28]，并實(shí)現(xiàn)了企業(yè)資源配置的高效率。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1：外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)具有積極影響，影響渠道包括創(chuàng)新激勵(lì)、人力資本積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化效應(yīng)。

科技創(chuàng)新人才是第一資源，也是能否吸引外資進(jìn)入且進(jìn)入后能否實(shí)現(xiàn)本土化轉(zhuǎn)型的前提，在外資進(jìn)入與中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系起到重要的調(diào)節(jié)作用。外資進(jìn)入后，在進(jìn)行本土化轉(zhuǎn)型時(shí)，對(duì)科技創(chuàng)新人才的需求迫在眉睫。首先，外資企業(yè)需要招聘熟悉中國的文化傳統(tǒng)、經(jīng)濟(jì)政策和法律法規(guī)等方面知識(shí)的人才，以保證企業(yè)開展的業(yè)務(wù)符合中國的國情和縮短企業(yè)經(jīng)營準(zhǔn)備期；其次，隨著中國高等教育事業(yè)的飛速發(fā)展，外資企業(yè)可以從中國各高等院校和科研院所招聘到符合其技術(shù)能力要求的人才，這些人才不僅能快速適應(yīng)技術(shù)崗位，而且擁有相對(duì)于外資企業(yè)母國更低的人力成本；最后，外資企業(yè)采取技術(shù)和管理人員的本土化策略，不僅可以提升消費(fèi)者的認(rèn)同度，還有利于信息的搜索與獲取，從而達(dá)到降低貿(mào)易壁壘[29]、擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模的目的[30]?？梢姡袊?wù)業(yè)擁有的科技創(chuàng)新人才數(shù)量越多、質(zhì)量越高，越能吸引服務(wù)業(yè)外資進(jìn)入并開展本地化經(jīng)營[31]。亦即，高素質(zhì)科技創(chuàng)新人才通過吸引外資進(jìn)入，不僅可以提升中國本土企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力和對(duì)外資企業(yè)技術(shù)溢出的吸收與消化能力，而且有助于企業(yè)經(jīng)營決策的科學(xué)性和企業(yè)資源配置決策的最優(yōu)化[32]，最終提升創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的成功概率。如果社會(huì)能夠營造出良好的人才環(huán)境氛圍，將對(duì)科技創(chuàng)新人才的創(chuàng)新能力及職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極作用，進(jìn)而激發(fā)科技創(chuàng)新人才的創(chuàng)業(yè)積極性[33-34]?？偠灾?，科技創(chuàng)新人才在外資進(jìn)入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間起著重要的橋梁作用。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2：科技創(chuàng)新人才在外資進(jìn)入與服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用。

良好的人才環(huán)境是培育科技創(chuàng)新人才的豐沃土壤，也是激發(fā)科技創(chuàng)新人才進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力，因而科技創(chuàng)新人才環(huán)境的優(yōu)劣已成為各國或地區(qū)爭(zhēng)奪優(yōu)質(zhì)人才的關(guān)鍵要素[35]。已有關(guān)于外資進(jìn)入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關(guān)系的研究成果中均隱含著一個(gè)假設(shè)：中國各地區(qū)之間的科技創(chuàng)新人才是同質(zhì)的。但事實(shí)并非如此，中國各地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、公共基礎(chǔ)設(shè)施完善程度、人才激勵(lì)政策制定與實(shí)施力度及市場(chǎng)開放程度等方面存在較明顯差異，導(dǎo)致其在人才的引進(jìn)、培養(yǎng)與使用等人才環(huán)境建設(shè)方面存在明顯的非均衡性[36]，即中國不同地區(qū)之間科技創(chuàng)新人才的優(yōu)劣程度存在明顯的異質(zhì)性[33，35，37]。需要提及的是，外資進(jìn)入的本質(zhì)并非為了提升東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而是為了充分利用東道國的廉價(jià)勞動(dòng)力和土地等資源，并憑借自身優(yōu)質(zhì)的技術(shù)能力與管理經(jīng)驗(yàn)占領(lǐng)行業(yè)制高點(diǎn)，從而快速獲得大量的超額壟斷利潤[38]。因此，中國各地區(qū)之間存在的科技創(chuàng)新人才非均衡的事實(shí)，可能是導(dǎo)致其在吸引外資的數(shù)量與質(zhì)量上存在顯著差別的核心原因。另外，外資進(jìn)入中國后能否具有需求創(chuàng)造、競(jìng)爭(zhēng)驅(qū)動(dòng)和技術(shù)溢出等效應(yīng)，既與外資內(nèi)含的技術(shù)和管理的知識(shí)水平相關(guān)，更是與本地的人力資本水平密切關(guān)聯(lián)[39]。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3：受各地科技創(chuàng)新人才質(zhì)量差異的影響，地區(qū)間外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異是影響中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡的重要因素。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

首先，為檢驗(yàn)外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響(假設(shè)H1)，本文構(gòu)建雙重差分(differences-in-differences，DID)模型(1)：

SCfjit=α+β1Treatj×post02jt+γMjt+δNit+μi+μt+εijt

(1)

其中，i、j、f、t分別表示企業(yè)、四分位行業(yè)、省份和年份，SCfjit表示f省份的j行業(yè)的i企業(yè)在t年的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)行為。Treatj是衡量外資進(jìn)入自由程度的虛擬變量，外資進(jìn)入自由度增大的行業(yè)賦值為1；自由度不變的行業(yè)賦值為0。Postt是時(shí)間虛擬變量，表示外資管制放松政策沖擊的時(shí)間，2002年以后各年份賦值為1，否則賦值為0。Mjt、Nit分別代表行業(yè)和企業(yè)層面的控制變量，企業(yè)層面的控制變量包括：企業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、政府財(cái)政補(bǔ)貼、企業(yè)所有制類型；行業(yè)層面的控制變量包括行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和行業(yè)關(guān)稅。μi、μt分別代表企業(yè)和年份的固定效應(yīng)變量，εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

其次，為了檢驗(yàn)科技創(chuàng)新人才是否在外資進(jìn)入與服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間存在調(diào)節(jié)作用(假設(shè)H2)，本文構(gòu)建模型(2)：

SCfjit=α+β1Treat×post02jt+β2Talentft+β3Treat×post02jt×Talentft+γMjt+δNit+μi+μt+εijt

(2)

其中，Talentft代表f省份在t年的科技創(chuàng)新人才，用β3Treat×post02jt×Talentft三重交互項(xiàng)檢驗(yàn)f省份在t年的科技創(chuàng)新人才是否調(diào)節(jié)了外資進(jìn)入與服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。

最后，為檢驗(yàn)中國各地區(qū)的外資進(jìn)入強(qiáng)度與中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡之間是否存在關(guān)聯(lián)(假設(shè)H3)，本文構(gòu)建模型(3)：

Ration_SC(e-ms)t=α+β1Ration_Far(e-ms)t+γMjt+δNit+μi+μt+εijt

(3)

其中，Ration_SC(e-ms)t、Ration_Far(e-ms)t分別代表東部地區(qū)相對(duì)于中部和西部地區(qū)的服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的不平衡程度和外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異程度。

(二)變量設(shè)定及其數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

(1)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)(SC)。現(xiàn)有研究并未對(duì)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)給出明確的定義，只有少數(shù)學(xué)者界定了創(chuàng)業(yè)。熊彼特(Schumpeter，1934)從產(chǎn)業(yè)發(fā)展學(xué)視角提出創(chuàng)業(yè)是將資源進(jìn)行創(chuàng)造性配置，以達(dá)到滿足市場(chǎng)需求的目的，并由此創(chuàng)造出價(jià)值的活動(dòng)[40]。張東生和劉健均(2000)指出，創(chuàng)業(yè)可以從以下兩個(gè)維度界定：一是從無到有地創(chuàng)建新企業(yè)，即新企業(yè)的創(chuàng)建；二是以一個(gè)有經(jīng)營困境的企業(yè)為起點(diǎn)，創(chuàng)造出一個(gè)煥然一新的企業(yè)，即對(duì)原來企業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)[41]。而現(xiàn)有研究主要側(cè)重于國家之間的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)問題[1，5，42]，針對(duì)中國微觀企業(yè)層面的研究成果較為鮮見。因此，基于現(xiàn)有為數(shù)不多的文獻(xiàn)資料并結(jié)合中國實(shí)際情況，本文對(duì)于服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)企業(yè)的范疇界定流程為：首先，從中國滬深兩地交易所上市的A股第三產(chǎn)業(yè)企業(yè)中界定出服務(wù)業(yè)企業(yè)的樣本，共計(jì)3 645家上市公司；其次，參考楊等人(Young et al.，2018)[2]、楊小娜等(2019)[5]的研究，分別從客戶需求、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和供給側(cè)三方面判斷企業(yè)在市場(chǎng)中的地位，進(jìn)而判斷其創(chuàng)業(yè)是屬于模仿型還是創(chuàng)新型。第一步，進(jìn)行題項(xiàng)設(shè)置：①需求方指標(biāo)——企業(yè)的所有/部分/沒有客戶是否認(rèn)為該服務(wù)產(chǎn)品是新的或者不熟悉的。這代表著企業(yè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)是來源于模仿(至少有部分客戶熟悉企業(yè)的服務(wù)產(chǎn)品)還是創(chuàng)新(沒有類似的服務(wù)產(chǎn)品能滿足現(xiàn)有的客戶)。②市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)——是否有其他企業(yè)向你的客戶提供相同的服務(wù)？該指標(biāo)通過衡量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手是否存在來表示市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈程度。③供應(yīng)方指標(biāo)——該服務(wù)產(chǎn)品所需技術(shù)或程序的使用年限是1年/1—5年/大于5年。該指標(biāo)通過衡量服務(wù)產(chǎn)品所需技術(shù)或程序的使用年限來考察其應(yīng)用新穎程度。第二步，對(duì)反向編碼題項(xiàng)①和題項(xiàng)③進(jìn)行再編碼，使其變成正向編碼，即與題項(xiàng)②的方向相同。第三步，通過電子問卷調(diào)查的方式獲得上述3個(gè)題項(xiàng)的數(shù)據(jù)，經(jīng)過量化處理后，得到每個(gè)題項(xiàng)的分值。然后將各題項(xiàng)得分相加取其算術(shù)平均值，用以表示該企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)值。其中，大于均值的賦值為1，表示創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)；小于均值的賦值為0，表示非創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。最終獲得共計(jì)1 993家服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)。根據(jù)1 993家上市公司的名單，從同花順數(shù)據(jù)庫(https：//www.51ifind.com)查詢其對(duì)應(yīng)相關(guān)數(shù)據(jù)，得到1999—2020年續(xù)存時(shí)間至少為15年的企業(yè)有721家。

(2)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的區(qū)域不平衡(Ration_SC(e-ms)t)，參考張寶友和湯曉君(2021)[43]的研究，Ration_SC(e-ms)t=(SCeit-SCmslt)/SCmslt，其中，SCeit、SCmslt分別代表東部地區(qū)(中西部地區(qū))的第i(l)個(gè)服務(wù)業(yè)上市公司在t年的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)值。以此類推，可分別計(jì)算出中部與東西部、西部與中東部服務(wù)業(yè)上市公司之間創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的區(qū)域不平衡程度。

2.核心解釋變量

(1)外資進(jìn)入(Treat)?！赌夸洝分袑⑼赓Y進(jìn)入劃分為鼓勵(lì)、允許、限制和禁止四類?！赌夸洝分泄膭?lì)和允許兩條目大幅度增加的年份是2002年和2007年，但通過分析《目錄》2007年修訂版的政策實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)匹配后的數(shù)據(jù)平行趨勢(shì)沒有達(dá)到顯著性要求。另外，已有文獻(xiàn)表明，多數(shù)國內(nèi)外學(xué)者均把2002年作為檢驗(yàn)的時(shí)間節(jié)點(diǎn)[13，44-45]。因此，本文將2002年作為雙重差分法檢驗(yàn)的時(shí)間點(diǎn)。值得一提的是，2002版《目錄》中的細(xì)分行業(yè)并未與《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)中的一一對(duì)應(yīng)。借鑒張寶友和湯曉君(2021)[43]的做法，從《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》的4位碼出發(fā)，采用手工匹配法與2002版《目錄》進(jìn)行對(duì)照，以確定中國上市服務(wù)業(yè)企業(yè)在《目錄》中所處的細(xì)分行業(yè)。進(jìn)一步考慮到中國2002年《目錄》并非對(duì)所有服務(wù)業(yè)企業(yè)完全開放，通過對(duì)比2002年前后外資管制程度變化的行業(yè)，將中國服務(wù)業(yè)行業(yè)劃分為政策鼓勵(lì)、政策不變和政策限制三類行業(yè)，其中，雙重差分法中的處理組是政策鼓勵(lì)行業(yè)中的上市服務(wù)業(yè)企業(yè)，政策不變和政策限制類企業(yè)為對(duì)照組。

(2)科技創(chuàng)新人才(Talent)。一個(gè)國家或地區(qū)科技創(chuàng)新人才質(zhì)量的優(yōu)劣，主要體現(xiàn)在科技工作從業(yè)人員的數(shù)量與質(zhì)量上?？紤]到2009年后《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》均將研究與發(fā)展(R&D)的科技活動(dòng)人員、科學(xué)家和工程師指標(biāo)去掉，以R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量替代。因此，本文科技創(chuàng)新人才的指標(biāo)，在2009年之前用科技活動(dòng)人員、科學(xué)家和工程師的總和來衡量，2009年之后則用中國各省份服務(wù)業(yè)R&D人員折合全時(shí)當(dāng)量數(shù)占全國總數(shù)的比例來衡量，其數(shù)據(jù)來源于《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.控制變量

4.外資進(jìn)入的工具變量構(gòu)建

模型(3)并非是雙重差分法的回歸模型，其中，外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異性可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題。因此，參考以往學(xué)者[43,45]的研究，通過構(gòu)造距離指數(shù)(distanceindex，DI)與鐵路密度(railway)的乘積這一工具變量來解決內(nèi)生性問題，即IVij=DIij×railwayij。DI的計(jì)算方法為上市公司注冊(cè)所在城市到最近港口的距離(單位：公里)的倒數(shù)乘以100，以此衡量各省份內(nèi)上市公司與海外市場(chǎng)的接近程度(FMA)。計(jì)量模型(4)如下：

(4)

其中，i、j分別代表上市公司注冊(cè)所在城市與距離最近的港口城市，其數(shù)據(jù)來源于百度地圖。但由于距離指數(shù)只隨面板數(shù)據(jù)的改變而變化，并不會(huì)隨時(shí)間變化，因此在距離指數(shù)的基礎(chǔ)上，加上鐵路密度這一隨時(shí)間變化而改變的外生變量，作為工具變量。鐵路密度(railway)，是指某省份離其距離最近的港口城市所路過的所有省份的鐵路密集度(具體到本文的計(jì)算過程中，取其滯后一期數(shù)據(jù))。之所以選擇鐵路密度作為工具變量，是因?yàn)殍F路自身屬于非服務(wù)產(chǎn)品，且服務(wù)產(chǎn)品對(duì)鐵路的依賴性不高。其中鐵路密度數(shù)據(jù)來自《中國交通運(yùn)輸統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了保證本文構(gòu)建的工具變量確實(shí)有效，對(duì)其進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，各省份外資進(jìn)入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的相關(guān)系數(shù)為0.723，通過了顯著性檢驗(yàn)；此外，所得到的Kleibergen_PaaprkWaldF統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設(shè)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸及動(dòng)態(tài)效應(yīng)

表1列(1)—列(3)是外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的基準(zhǔn)影響結(jié)果。其中，列(1)是在控制時(shí)間、行業(yè)和企業(yè)固定效應(yīng)的同時(shí)，僅加入Treat×post02jt估計(jì)變量；列(2)和列(3)是在此基礎(chǔ)上，又加入了企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量。結(jié)果表明，Treat×post02jt在各個(gè)回歸中的影響系數(shù)均顯著為正。由列(2)的回歸結(jié)果(估計(jì)系數(shù)為0.061，且在1%的水平上顯著)可知，在控制了其他因素后，與對(duì)照組的企業(yè)相比較，外資進(jìn)入對(duì)實(shí)驗(yàn)組創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用提升了6.1%。

為進(jìn)一步考察外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響是否存在時(shí)滯性和持續(xù)性，用Treatj×post02t×yrδ(δ=2002，2003，...，2020)替換基準(zhǔn)回歸模型中的Treat×post02jt×yrδ[47]。該估計(jì)系數(shù)刻畫了在第δ年外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。列(4)中僅加入Treatj×post02t×yrδ，結(jié)果表明，外資進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)效應(yīng)在2002年不顯著，但從2003年開始顯著，且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢(shì)。列(5)加入了企業(yè)與行業(yè)層面的控制變量，相關(guān)結(jié)論依然成立。

關(guān)于控制變量的影響，本文研究結(jié)果顯示：企業(yè)規(guī)模(scale)并不是影響服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的重要因素，即沒有證據(jù)表明，企業(yè)規(guī)模越大，越具有“路徑依賴和決策遲鈍”等大企業(yè)病，從而不利于創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。勞動(dòng)生產(chǎn)率(Prod)和企業(yè)所有制(Ownership)對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，主要因?yàn)閯趧?dòng)生產(chǎn)率高的企業(yè)，經(jīng)營服務(wù)流程復(fù)雜，科技含量高的高端服務(wù)產(chǎn)品占比較大，而外資進(jìn)入給這些企業(yè)帶來更多的合作交流機(jī)會(huì)，促進(jìn)了其知識(shí)溢出效應(yīng)，從而提升了其創(chuàng)新能力。國有企業(yè)由于自身獨(dú)特的企業(yè)性質(zhì)，相對(duì)于其他類型企業(yè)其中間品的獲取與議價(jià)能力較低，無法充分利用外資進(jìn)入后帶來的正向激勵(lì)，從而其創(chuàng)新能力提升不明顯。政府財(cái)政補(bǔ)貼(Subsidy)對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為負(fù)?？赡艿脑蛟谟冢袊?cái)政補(bǔ)貼的對(duì)象主要為國有企業(yè)，其缺乏對(duì)資金使用效率的有效監(jiān)管。在行業(yè)層面，赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)(HHI)和行業(yè)關(guān)稅(Tariff)對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響分別顯著為正和顯著為負(fù)。這表明中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)與競(jìng)爭(zhēng)性的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)；同時(shí)，中國服務(wù)業(yè)關(guān)稅率的提升會(huì)抑制外資進(jìn)入，最終會(huì)影響到創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)水平。在宏觀層面上，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Gdp)和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度(Kcp)對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，其服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的水平也越高；并且有效的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度設(shè)計(jì)也為創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)營造了良好的營商環(huán)境。

表1 基準(zhǔn)回歸檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

(二)雙重差分法的有效性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.同趨勢(shì)性假設(shè)檢驗(yàn)

可否采用雙重差分法分析外資進(jìn)入與中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系，其前提條件需滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即需要考察實(shí)驗(yàn)組樣本(外資進(jìn)入管控放松的上市公司)與對(duì)照組(外資進(jìn)入管控不變的上市公司)在政策沖擊之前的結(jié)果變量(服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè))是否具有相似的變化態(tài)勢(shì)[48]。如圖1所示，在外資管控放松政策實(shí)施的2002年之前，外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響系數(shù)均不顯著，影響系數(shù)真正開始顯著的年份是2003年，且呈現(xiàn)持續(xù)上升趨勢(shì)。這表明外資進(jìn)入政策實(shí)施之前實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)基本一致，即本文中實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的設(shè)計(jì)滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

圖1 同趨勢(shì)性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

2.預(yù)期效應(yīng)

為保證外資進(jìn)入自由化政策實(shí)施的隨機(jī)性，本文在基準(zhǔn)雙重差分回歸模型的基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng)Treat×post01以檢驗(yàn)服務(wù)業(yè)企業(yè)是否存在預(yù)期效應(yīng)。如果Treat×post01的估計(jì)系數(shù)顯著不為0，就意味著服務(wù)業(yè)企業(yè)在2002年前已經(jīng)形成了提高創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的預(yù)期，這樣將導(dǎo)致雙重差分法的估計(jì)結(jié)果存在偏差。加入交互項(xiàng)之后的估計(jì)結(jié)果如表2列(1)所示，結(jié)果顯示，估算系數(shù)雖然為正但未通過顯著性檢驗(yàn)，說明預(yù)期效應(yīng)不存在。表2列(2)是在此基礎(chǔ)上再加入交互項(xiàng)Treat×post00的檢驗(yàn)結(jié)果，其中，交互項(xiàng)Treat×post00表示《目錄》修訂前兩年的時(shí)間虛擬變量，結(jié)果顯示，其估計(jì)系數(shù)仍未通過顯著性檢驗(yàn)。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，中國服務(wù)業(yè)企業(yè)在2002年《目錄》修訂前并未形成創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的預(yù)期，即《目錄》修訂具有較強(qiáng)的外生性。

表2 雙重差分法的有效性檢驗(yàn)結(jié)果

3.兩期雙重差分法估算

伯特蘭(Bertrand，2014)研究指出，多期雙重差分法可能因序列相關(guān)問題而高估Treat×post02的顯著性水平[49]。因此，本文以2002年《目錄》修訂這一政策沖擊發(fā)生年份為界線，將樣本分成1999—2001年和2002—2020年兩個(gè)時(shí)間段，并求得兩個(gè)時(shí)間段內(nèi)各個(gè)變量的算術(shù)平均值，進(jìn)而借助兩期雙重差分法進(jìn)行重新估計(jì)，其估計(jì)結(jié)果見表2中的列(3)。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)Treat×post02的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，表明外資進(jìn)入顯著促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的結(jié)論依然成立。

4.安慰劑檢驗(yàn)

本文雖然在模型(1)中加入行業(yè)特征變量以控制外資進(jìn)入對(duì)樣本的影響，但依舊無法確保其他行業(yè)特征的遺漏問題。因此，本文使用2002年《目錄》修訂前的1999—2001年的樣本進(jìn)行估算，即進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。表2中列(4)的結(jié)果顯示，Treat的估計(jì)系數(shù)不顯著，說明本文所選取的實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本具有較好的對(duì)比性。

5.控制產(chǎn)業(yè)時(shí)間的趨勢(shì)檢驗(yàn)

企業(yè)在做創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)決策時(shí)，很有可能受到某些無法觀測(cè)的產(chǎn)業(yè)特定因素影響。如果事實(shí)確實(shí)如此，那么處理組與對(duì)照組的結(jié)果會(huì)沿著不同的路徑變化，進(jìn)而導(dǎo)致有偏的估計(jì)結(jié)果。為了嚴(yán)謹(jǐn)起見，本文借鑒劉和邱(Liu & Qiu，2016)[50]的研究，將產(chǎn)業(yè)特定的線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)(即αi×t)加入基準(zhǔn)雙重差分法模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2列(5)所示。交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，即表明提升外資進(jìn)入水平有利于服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)[49]。

(三)科技創(chuàng)新人才的強(qiáng)化效應(yīng)

前文驗(yàn)證了外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，但科技創(chuàng)新人才是否在它們之間具有積極的調(diào)節(jié)作用(即假設(shè)H2)仍未被驗(yàn)證。因此，本文接下來運(yùn)用模型(2)進(jìn)行估算，以檢驗(yàn)假設(shè)H2成立與否。為了確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文按以往學(xué)者[43]的研究，將樣本劃分為總體服務(wù)業(yè)和知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)(1)根據(jù)中國《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》統(tǒng)計(jì)的服務(wù)業(yè)類別，本文中的服務(wù)業(yè)包括“農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)(A，2位碼：01-05)”“批發(fā)與零售業(yè)(F，2位碼：51-52)”“交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)與郵政業(yè)(G，2位碼：53-60)”“住宿與餐飲業(yè)(H，2位碼：61-62)”“信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)(I，2位碼：63-65)” “金融業(yè)(J，2位碼：66-69)”“房地產(chǎn)業(yè)(K，2位碼：70)”“租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)(L，2位碼：71-72)”“水利、環(huán)境與公共設(shè)施管理業(yè)(N，2位碼：76-79)”“教育(P，2位碼：83)”“文化、體育與娛樂業(yè)(R，2位碼：86-90)”和“科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)(M，2位碼：73-75)”共12個(gè)產(chǎn)業(yè)部門，其中將“交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)”“信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)”“金融業(yè)”“科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)”和“教育”5個(gè)部門歸于知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)，其他部門劃入非知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)。兩類，以及東部、中部和西部(2)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、陜西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙古。地區(qū)服務(wù)業(yè)，進(jìn)行對(duì)比分析。表3的結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新人才與外資進(jìn)入的交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明隨著科技創(chuàng)新人才的增加，外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更為顯著。

外資進(jìn)入通過需求創(chuàng)造、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化等渠道引發(fā)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的可能性和積極性。在科技創(chuàng)新人才充裕的地區(qū)和知識(shí)密集型服務(wù)行業(yè)中，需求創(chuàng)造、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化更加明顯。此外，擁有更多優(yōu)質(zhì)科技創(chuàng)新人才的行業(yè)或企業(yè)本身就具有較強(qiáng)的科技創(chuàng)新能力，并且其更受進(jìn)入中國市場(chǎng)的外部投資者的青睞，更有機(jī)會(huì)與外資進(jìn)行合作，從而更容易解決創(chuàng)業(yè)時(shí)的融資難題。

表3 科技創(chuàng)新人才在外資進(jìn)入與服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(四)外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異是否引致服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)在區(qū)域間的不均衡

運(yùn)用模型(3)檢驗(yàn)外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異是否引致中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)在不同地區(qū)之間存在差別。表4的結(jié)果顯示，在控制了行業(yè)/企業(yè)和年份的固定效應(yīng)后，Ratio_Far的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明在科技創(chuàng)新人才的調(diào)節(jié)下，東部地區(qū)的外資進(jìn)入強(qiáng)度與中西部地區(qū)之間的差距逐漸拉大，其對(duì)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響優(yōu)勢(shì)越發(fā)顯著，最終出現(xiàn)東部地區(qū)與中西部地區(qū)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的區(qū)域不均衡凸顯的現(xiàn)象。本文在分別控制了行業(yè)、企業(yè)和年份的固定效應(yīng)后，Ratio_Far的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正。綜上可知，外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異是引致中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡的重要原因。表4列(4)—列(6)的估計(jì)系數(shù)不僅顯著為正，而且其值明顯大于總體服務(wù)業(yè)的估計(jì)系數(shù)，表明外資進(jìn)入強(qiáng)度差異對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡的影響更為明顯。

表4 外資進(jìn)入強(qiáng)度差異與服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡關(guān)系檢驗(yàn)

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.外資進(jìn)入的指標(biāo)測(cè)度

考慮到外資進(jìn)入后既可以通過需求創(chuàng)新、競(jìng)爭(zhēng)驅(qū)動(dòng)等正向效應(yīng)促進(jìn)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)，又可以采用薪酬激勵(lì)的方式吸引科技創(chuàng)新人才就業(yè)而抑制本土服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。此外，本土服務(wù)業(yè)企業(yè)的服務(wù)產(chǎn)品也可能會(huì)出口。因此，借鑒巴里等(Barry et al，2005)[51]的研究成果，以企業(yè)勞動(dòng)力為基礎(chǔ)設(shè)計(jì)了服務(wù)業(yè)外資滲透度(Farl)指標(biāo)來替代外資進(jìn)入指標(biāo)[50]。表5列(1)報(bào)告了這一回歸結(jié)果，此時(shí)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明外資進(jìn)入顯著地促進(jìn)了中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)，科技創(chuàng)新人才也依然存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2.對(duì)時(shí)間虛擬變量post02重新賦值

因《目錄》修訂的具體時(shí)間為2002年4月1日，基于估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確性的需要，本文借鑒魯?shù)热?Lu et al，2017)[52]的研究，分別將2002年以后的年份賦值為1，2002年以前的年份賦值為0，2002年賦值為3/4，估計(jì)結(jié)果如表5列(2)所示。結(jié)果顯示，Treat×post02的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正，表明外資進(jìn)入促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的結(jié)論并沒有發(fā)生改變。

3.對(duì)分組虛擬變量Treat重新賦值

考慮到外資管制放松政策具有差異性(鼓勵(lì)、允許、限制和禁止)，這對(duì)實(shí)驗(yàn)組樣本即外資開放程度提高的行業(yè)存在政策差異，借鑒蔣靈多等(2018)[53]的研究成果，對(duì)Treat_new進(jìn)行如下賦值：對(duì)比1997年版和2002年版的《目錄》，如果外資開放程度保持不變的行業(yè)賦值為0；對(duì)于外資開放程度提升的行業(yè)，如果提升級(jí)別為1級(jí)(如由允許轉(zhuǎn)為鼓勵(lì))則賦值為1，提升級(jí)別為2級(jí)(如由禁止轉(zhuǎn)為允許)則賦值為2，提升級(jí)別為3級(jí)則賦值為3。表5列(3)報(bào)告了具體的回歸結(jié)果。從表中可以看出，雖然與基準(zhǔn)回歸中的估計(jì)系數(shù)相比，核心解釋變量Treat×post02的估計(jì)系數(shù)有所減小，但仍然顯著為正，表明外資進(jìn)入確實(shí)能夠提高中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。

4.內(nèi)生性問題

本文模型(3)并非是雙重差分模型，使得在檢驗(yàn)外資進(jìn)入強(qiáng)度差異是否引致了服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域間差異進(jìn)一步擴(kuò)張時(shí)，可能存在因反向因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題?；诖?，本文使用滯后一期和前文設(shè)計(jì)的工具變量(IVij=DIij×railwayij)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5列(4)和列(5)分別代表滯后一期和工具變量的回歸結(jié)果。值得注意的是，無論是滯后一期還是工具變量，估計(jì)系數(shù)均顯著為正，即回歸結(jié)果依然穩(wěn)健、可靠。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析：異質(zhì)性與作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)異質(zhì)性檢驗(yàn)

前文的實(shí)證分析結(jié)果表明，外資進(jìn)入促進(jìn)了服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。然而，服務(wù)業(yè)企業(yè)所處的區(qū)域環(huán)境、初始資源稟賦和企業(yè)性質(zhì)等方面存在差異，同時(shí)，不同來源地的外資質(zhì)量也不盡相同。在此背景下，外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響是否存在差異性？如能進(jìn)一步對(duì)該問題展開討論，將有助于中國外資管制政策的調(diào)整有據(jù)可依。因此，本文將從資本來源地、企業(yè)所有制、要素投入密集程度和企業(yè)規(guī)模四個(gè)方面進(jìn)行分組檢驗(yàn)，以考察外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響(見表6)。

表6 異質(zhì)性影響效應(yīng)

1.資本來源地異質(zhì)性檢驗(yàn)

為考察不同來源地的資本進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，本文按照來源地將進(jìn)入中國大陸的資本劃分為兩類：一類是來自中國港澳臺(tái)地區(qū)的投資(本文簡(jiǎn)稱為“中國港澳臺(tái)地區(qū)投資”)，另一類則是以歐美國家為主的投資(本文簡(jiǎn)稱為“歐美地區(qū)投資”)。表6列(1)和列(2)分別報(bào)告了中國港澳臺(tái)地區(qū)投資與歐美地區(qū)投資對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響。結(jié)果顯示，來自中國港澳臺(tái)地區(qū)的資本對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為負(fù)，而來自歐美地區(qū)的資本對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正。這表明不同來源地的資本進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了差異性影響。

出現(xiàn)上述現(xiàn)象的原因可能在于：其一，從水平溢出視角看，來自中國港澳臺(tái)地區(qū)來源的企業(yè)，無論是文化、語言還是習(xí)慣，均與內(nèi)資企業(yè)有著相似之處，其提供的服務(wù)產(chǎn)品與內(nèi)資企業(yè)存在著較大的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，因而擠出效應(yīng)更為明顯。但來自歐美地區(qū)的企業(yè)，在文化、語言和習(xí)慣上與內(nèi)資企業(yè)存在互補(bǔ)關(guān)系，且其在管理經(jīng)驗(yàn)與技術(shù)能力上通過正向示范效應(yīng)，使內(nèi)資企業(yè)獲益，促進(jìn)其創(chuàng)新能力的提高。其二，從垂直溢出視角看，來自中國港澳臺(tái)地區(qū)的企業(yè)以出口加工貿(mào)易為主，與上下游內(nèi)資企業(yè)的業(yè)務(wù)聯(lián)系的緊密程度要弱于來自歐美地區(qū)的外資企業(yè)。同時(shí)，來自歐美地區(qū)的外資企業(yè)通過與中國內(nèi)資企業(yè)業(yè)務(wù)之間的緊密聯(lián)系，將先進(jìn)的技術(shù)、管理經(jīng)驗(yàn)及其高品質(zhì)的服務(wù)中間品提供給上下游的內(nèi)資企業(yè)，這將大大提升內(nèi)資企業(yè)的創(chuàng)新能力，并且有利于內(nèi)資企業(yè)生產(chǎn)成本的降低，實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，從而為企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)奠定堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)。

2.企業(yè)所有制異質(zhì)性檢驗(yàn)

中國的國有企業(yè)和民營企業(yè)在政府政策扶持、融資能力及經(jīng)營狀況等方面均存在明顯的差異，因而吸引外資的能力以及對(duì)外資的使用效率也存在差別。因此，將中國內(nèi)資企業(yè)按照所有制的不同劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類，以考察外資進(jìn)入對(duì)中國不同所有制服務(wù)業(yè)企業(yè)的差異性影響。表6列(3)、列(4)的回歸結(jié)果顯示，在國有服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本的回歸中，Treat×post02的估計(jì)系數(shù)雖然為正卻未通過顯著性檢驗(yàn)。與此相反，在民營服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本的回歸中，Treat×post02的估計(jì)系數(shù)顯著為正。這表明外資進(jìn)入顯著地促進(jìn)了中國民營企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，但對(duì)國有企業(yè)的影響有限。

出現(xiàn)上述情況的原因可能在于：在外資大量進(jìn)入之前，因信息不對(duì)稱和政策干擾，國有服務(wù)業(yè)企業(yè)可以從銀行那里獲得充裕的資金，而民營服務(wù)業(yè)企業(yè)很難從金融市場(chǎng)上獲得研發(fā)資金，即可能產(chǎn)生資源錯(cuò)配現(xiàn)象。不過，外資管制放松政策會(huì)導(dǎo)致大量外資進(jìn)入，民營服務(wù)業(yè)企業(yè)不僅能夠從上游外資服務(wù)業(yè)企業(yè)那里購買到品質(zhì)更高、品種更多、價(jià)格更優(yōu)惠的服務(wù)中間投入品，實(shí)現(xiàn)降本增效，而且能夠直接獲得融資資金來進(jìn)行創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。但是，國有服務(wù)業(yè)企業(yè)因擁有政策紅利和優(yōu)質(zhì)資源，導(dǎo)致其缺乏與外資服務(wù)業(yè)企業(yè)建立業(yè)務(wù)聯(lián)系的動(dòng)力，因此，外資進(jìn)入對(duì)其創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用不顯著。

3.要素投入密集度異質(zhì)性檢驗(yàn)

接下來，本文按照要素投入密集程度不同，將樣本劃分為知識(shí)密集型和非知識(shí)密集型兩類，以考察外資進(jìn)入對(duì)不同要素投入密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)影響的差異。表6列(5)、列(6)的結(jié)果顯示，非知識(shí)密集型服務(wù)企業(yè)樣本的Treat×post02的估計(jì)系數(shù)顯著為正，但在知識(shí)密集型服務(wù)企業(yè)樣本的Treat×post02的估計(jì)系數(shù)雖然為正，但未能通過顯著性檢驗(yàn)。這表明外資進(jìn)入顯著促進(jìn)了非知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，但對(duì)知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響并不顯著。

出現(xiàn)上述情況的原因可能在于：中國知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)是創(chuàng)新能力強(qiáng)的高素質(zhì)人才的集聚地，對(duì)外資知識(shí)溢出和技術(shù)溢出的吸收能力也較強(qiáng)。考慮到中國知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度并非完備，外資企業(yè)會(huì)擔(dān)心技術(shù)外溢而實(shí)行技術(shù)壟斷，因而中國的知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)較難從外資進(jìn)入這一渠道獲益。然而，對(duì)于非知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)企業(yè)而言，其不僅注重設(shè)備等資本品的投資，而且更加注重研發(fā)創(chuàng)新投入。外資大規(guī)模流入后，非知識(shí)密集型(尤其是資本密集型)服務(wù)業(yè)企業(yè)的資本化程度將會(huì)加深，從而有利于企業(yè)的創(chuàng)新。

4.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性檢驗(yàn)

借鑒工業(yè)企業(yè)以銷售額為劃分規(guī)模大小的標(biāo)準(zhǔn)，本文首先計(jì)算得到第i個(gè)服務(wù)業(yè)企業(yè)在樣本期間內(nèi)的規(guī)模算術(shù)平均值Si，然后計(jì)算出每個(gè)行業(yè)所有企業(yè)在樣本期間內(nèi)的規(guī)模算術(shù)平均值Sall，如果Si大于Sall，則將第i個(gè)服務(wù)業(yè)企業(yè)劃入大規(guī)模企業(yè)，反之則劃入小規(guī)模企業(yè)。表6中列(7)、列(8)的結(jié)果顯示，外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，并且外資進(jìn)入對(duì)大規(guī)模企業(yè)的影響要明顯大于對(duì)小規(guī)模企業(yè)的影響程度，即外資進(jìn)入更能夠促進(jìn)中國大規(guī)模服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。對(duì)此本文的解釋是：其一，相對(duì)于小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)擁有更充裕的資金和高端人才，即使在外資進(jìn)入過程中面對(duì)激烈的國際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)時(shí)，也有能力開展創(chuàng)新活動(dòng)，即來自境外的壓力反而通過倒逼機(jī)制促使大型內(nèi)資服務(wù)業(yè)企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)或加大人力資本投資，從而推動(dòng)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；其二，大規(guī)模服務(wù)業(yè)企業(yè)更有可能通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)來實(shí)現(xiàn)降本增效的目標(biāo)，進(jìn)而緩解了企業(yè)的融資約束并提升企業(yè)的利潤率，最終獲得更多的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)資金。

(二)作用機(jī)制檢驗(yàn)

正如前文理論分析中所論述的，外資進(jìn)入能夠通過創(chuàng)新激勵(lì)、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化等渠道促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。為驗(yàn)證上述作用機(jī)制是否成立，本部分在模型(1)的基礎(chǔ)上增加渠道變量，構(gòu)建模型(5)和模型(6)對(duì)上述作用渠道展開實(shí)證檢驗(yàn)。

Medfjit=α+β1Treat×post02jt+γMjt+δNit+μi+μt+εijt

(5)

SCfjit=α+β1Treat×post02jt+β2Medfjit+γMjt+δNit+μi+μt+εijt

(6)

其中，Medfjit是表示作用渠道的中介變量。對(duì)于中介變量的指標(biāo)選取，本文參考已有研究[32，54-55]，并結(jié)合前文理論分析過程設(shè)計(jì)如下：對(duì)于創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，本文借鑒唐保慶和任小燕(2020)[32]的研究，采用服務(wù)業(yè)企業(yè)的R&D投入存量衡量[32]；對(duì)于人力資源積累效應(yīng)，本文借鑒李磊等(2019)[54]的做法，采用人均受教育年限衡量人力資本積累水平，具體方法為：首先將每一種受教育水平按一定教育年限進(jìn)行折算，其中，大學(xué)為16年，中學(xué)為12年，小學(xué)為6年，然后分別乘以企業(yè)內(nèi)接受上述教育年限的具體人數(shù)，加總之和再除以企業(yè)總員工人數(shù)；對(duì)于技術(shù)溢出效應(yīng)，已有文獻(xiàn)[55]主要通過測(cè)算全要素生產(chǎn)率(total factor productivity，TFP)來考察技術(shù)溢出效應(yīng)存在與否，這是因?yàn)榉?wù)業(yè)上市公司年報(bào)中并不出現(xiàn)企業(yè)的中間投入數(shù)據(jù)，無法運(yùn)用LP半?yún)?shù)估計(jì)法(Levinsohn-Petrin)計(jì)算，因此本文選擇了OP(Olley-Pakes)半?yún)?shù)估計(jì)法。對(duì)于資源配置優(yōu)化效應(yīng)，本文借鑒唐寶慶等(2020)[32]的研究，以增加值/資本刻畫平均資本效率，以此作為資源配置效率的代理變量。對(duì)于服務(wù)業(yè)增加值數(shù)據(jù)，本文基于“增加值=勞動(dòng)者報(bào)酬+生產(chǎn)稅凈額+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余”這一公式進(jìn)行計(jì)算。其中，生產(chǎn)稅凈額=生產(chǎn)稅-生產(chǎn)補(bǔ)貼。本文的逐步回歸思路如下：在基準(zhǔn)模型(1)外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計(jì)系數(shù)顯著為正的基礎(chǔ)上估算模型(5)和模型(6)；如果模型(5)中外資進(jìn)入和模型(6)中中介變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，則表明外資進(jìn)入可以通過中介變量作用于中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)，屬于部分中介效應(yīng)；如果模型(5)中外資進(jìn)入的估計(jì)系數(shù)不顯著，但中介變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，則表明中介變量具有完全中介效應(yīng)。

創(chuàng)新激勵(lì)的檢驗(yàn)結(jié)果見表7列(1)和列(2)。由結(jié)果可知，外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)R&D投入、服務(wù)業(yè)企業(yè)R&D投入對(duì)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明外資的引入與使用對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用已經(jīng)顯現(xiàn)。即外資進(jìn)入促使中國服務(wù)業(yè)企業(yè)增加R&D的投入量，而R&D的投入又通過研發(fā)設(shè)計(jì)、加強(qiáng)與外企合作等方式推動(dòng)企業(yè)的創(chuàng)新行為。人力資源積累的檢驗(yàn)結(jié)果見表7列(3)和列(4)。由結(jié)果可見，外資進(jìn)入對(duì)人均受教育年限、人均受教育年限對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計(jì)系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)。這表明外資是否進(jìn)入不僅受中國服務(wù)業(yè)已有的科技創(chuàng)新人才數(shù)量與質(zhì)量的影響，同時(shí)，外資進(jìn)入也會(huì)通過跨境支付和自然人流動(dòng)等模式提升中國服務(wù)業(yè)本土企業(yè)的人力資源素質(zhì)，最終促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。技術(shù)溢出的檢驗(yàn)結(jié)果見表7列(5)和列(6)。列(5)中，外資進(jìn)入對(duì)TFP的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明外資進(jìn)入有利于促進(jìn)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)TFP提升。列(6)中，TFP對(duì)中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明TFP的提升有利于服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。同時(shí)，外資進(jìn)入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明TFP在外資進(jìn)入影響中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。理論上，人力資源積累也會(huì)推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，因而應(yīng)該把人力資源積累效應(yīng)和創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)同時(shí)放入模型進(jìn)行中介效應(yīng)的識(shí)別，以考察兩者共同作用于中國服務(wù)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的疊加效應(yīng)。但在實(shí)際操作中，創(chuàng)新激勵(lì)樣本(12 140)和人力資源積累樣本(10 145)相對(duì)于原始樣本都有缺失，且同時(shí)包含創(chuàng)新激勵(lì)和人力資源積累數(shù)據(jù)的樣本更少，不具備代表性。樣本數(shù)量過少且不一致有可能導(dǎo)致回歸結(jié)果與前面基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果不具有可比性，因而本文并未采取上述做法。資源配置優(yōu)化的檢驗(yàn)結(jié)果見表7列(7)和列(8)。列(7)中，外資進(jìn)入對(duì)包含資本、勞動(dòng)力和技術(shù)在內(nèi)的要素配置效率的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明外資的引入與使用可以提升服務(wù)業(yè)企業(yè)資本、勞動(dòng)力和技術(shù)等要素的配置效率，改善企業(yè)的經(jīng)營績(jī)效。在列(8)中，企業(yè)要素配置效率的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明資本、勞動(dòng)力和技術(shù)要素配置效率的改善有助于企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。同時(shí)，外資進(jìn)入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明資本、勞動(dòng)力和技術(shù)要素配置效率在外資進(jìn)入與中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)。

表7 作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策建議

本文立足服務(wù)業(yè)市場(chǎng)開放引入外資進(jìn)而影響中國服務(wù)業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一學(xué)術(shù)熱點(diǎn)，從創(chuàng)新激勵(lì)、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置四個(gè)方面闡述了外資進(jìn)入影響服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的理論邏輯，并利用1999—2020年中國721個(gè)服務(wù)業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)開展實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：中國服務(wù)業(yè)領(lǐng)域外資管制放松政策的穩(wěn)步實(shí)施，有效促進(jìn)了服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展，其作用渠道主要包括創(chuàng)新激勵(lì)、人力資源積累、技術(shù)溢出和資源配置優(yōu)化四個(gè)方面。外資進(jìn)入對(duì)中國服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響存在異質(zhì)性，而且充裕的科技創(chuàng)新人才起到積極的調(diào)節(jié)作用。中國科技創(chuàng)新人才發(fā)展存在區(qū)域不均衡現(xiàn)象，導(dǎo)致外資進(jìn)入強(qiáng)度的差異也是中國服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡發(fā)展的重要原因。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：首先，要堅(jiān)持繼續(xù)擴(kuò)大服務(wù)業(yè)外資進(jìn)入的自由化程度與范圍，抓住服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略機(jī)遇。一方面，完善外資準(zhǔn)入國民待遇加“負(fù)面清單”的管理模式，實(shí)現(xiàn)外資進(jìn)入的便利化；另一方面，通過簡(jiǎn)化行政審批流程、重視科技創(chuàng)新人才的培養(yǎng)、完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度來改善中國服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的營商環(huán)境質(zhì)量，吸引更多更優(yōu)質(zhì)的外資進(jìn)入中國。同時(shí)，還應(yīng)該將引資原則由擴(kuò)大規(guī)模轉(zhuǎn)向提升質(zhì)量，嚴(yán)格把關(guān)外資進(jìn)入的質(zhì)量。另外，資本來源地的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，來自中國港澳臺(tái)地區(qū)的資本對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響要弱于歐美地區(qū)的資本，然而，前者一直占據(jù)中國資本進(jìn)入總額的較大比例，如何充分發(fā)揮中國港澳臺(tái)地區(qū)的資本進(jìn)入對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用，應(yīng)該成為今后政府工作的重點(diǎn)。其次，提升服務(wù)業(yè)企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，完善中國服務(wù)業(yè)市場(chǎng)開放戰(zhàn)略。面對(duì)日益開放的服務(wù)業(yè)國際市場(chǎng)，基于大規(guī)模企業(yè)更易利用外資實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的事實(shí)，中國大型服務(wù)業(yè)企業(yè)可分別從技術(shù)創(chuàng)新、人力資本投資、獲取技術(shù)(知識(shí))外溢和資源配置優(yōu)化等方面出發(fā)，提升自身的核心競(jìng)爭(zhēng)力。中小型企業(yè)應(yīng)根據(jù)國際服務(wù)業(yè)市場(chǎng)開放程度不斷調(diào)整企業(yè)的核心業(yè)務(wù)，通過專業(yè)化經(jīng)營手段與國外企業(yè)展開合作，并利用需求創(chuàng)造效應(yīng)不斷獲取其技術(shù)外溢和人力資本積累，為日后的自主創(chuàng)新奠定基礎(chǔ)。廣大中小型服務(wù)業(yè)企業(yè)應(yīng)積極融入全球一體化的時(shí)代大背景之中，充分利用外資實(shí)現(xiàn)自身生產(chǎn)要素在全球的優(yōu)化配置。最后，科技創(chuàng)新人才差異引致的外資進(jìn)入強(qiáng)度差異而導(dǎo)致服務(wù)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)存在的區(qū)域間不平衡性也應(yīng)引起重視。企業(yè)應(yīng)該通過完善相關(guān)制度給科技創(chuàng)新人才提供一個(gè)可發(fā)揮自身能力的平臺(tái)，政府也應(yīng)因地制宜地制定相關(guān)人才政策，縮小不同區(qū)域之間在科技創(chuàng)新人才發(fā)展方面的差距，推進(jìn)其均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。