外資進入、科技創(chuàng)新人才與中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)

張寶友，蔡紀偉

(中國計量大學 經(jīng)濟與管理學院，浙江 杭州 310018)

一、問題提出

創(chuàng)業(yè)是中國促進經(jīng)濟高質量發(fā)展、帶動就業(yè)和增強國家競爭力的戰(zhàn)略需要，也是中國政府注重科學技術，實施科教興國戰(zhàn)略、創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的必然。全球創(chuàng)業(yè)監(jiān)測(Globe Entrepreneurship Monitor，簡稱GEM)數(shù)據(jù)顯示，雖然中國早期創(chuàng)業(yè)活動指數(shù)(total early-stage entrepreneurial activity，TEA)大于10%，遠高于歐美創(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)活動指數(shù)從2014年已開始下降，且多數(shù)創(chuàng)業(yè)活動存在創(chuàng)新性差和成功率低等缺陷[1]。創(chuàng)業(yè)活動主要分為模仿型創(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)有均衡關系而獲得價值創(chuàng)造，其提供的商品具有明顯的差異化優(yōu)勢，具備創(chuàng)造更高經(jīng)濟效益的特征[3]?？梢?，提高創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的成功率是提升中國創(chuàng)業(yè)質量的有效途徑。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)政策制定著重關注的問題。

已有關于創(chuàng)業(yè)影響因素的文獻從創(chuàng)業(yè)企業(yè)的內部和外部兩方面展開。內部因素主要包括創(chuàng)始人的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷[4-5]、人力與社會資本[6]及啟動資金[7]等。外部因素主要包括制度質量[2]、稅收[7]及國家文化[5，8]等。隨著中國逐步放松外資的準入管制，外資進入通過競爭效應、示范效應、前后關聯(lián)效應和人員流動效應[9]促進本土企業(yè)生產(chǎn)率[10]、企業(yè)出口績效[11]和技術進步[12]的提升，最終促進企業(yè)的創(chuàng)新行為[12-13]。而關于外資進入對創(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個國家相關數(shù)據(jù)實證后發(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)活動之間呈現(xiàn)倒U型關系[1，14]。另外，F(xiàn)DI與外資進入并非同一概念。換句話說，中國如果沒有實施外資進入政策，F(xiàn)DI便無法進入國內市場，但即使實施了外資進入政策，F(xiàn)DI也未必一定會進入國內市場[13]。此外，F(xiàn)DI與創(chuàng)業(yè)之間既存在需求創(chuàng)造和競爭驅動等正向關系，又存在就業(yè)帶動和競爭擠出等負向關系，而學者們關于“凈效益”的結論至今未達成一致意見[1]。那么，對中國而言，外資領域的逐步放開是否對創(chuàng)新型企業(yè)產(chǎn)生一定的影響？該影響是正向還是負向？外資進入后又是通過哪些渠道作用于中國創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)？這些都是需要進一步探討的問題。

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

與既有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：(1)通過跟蹤服務業(yè)外資進入的經(jīng)濟效應這一學術熱點，探究外資進入如何推動中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一重大現(xiàn)實問題。深入分析外資進入對服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的作用機理，并借助于中國服務業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)進行檢驗，這有助于揭開外資進入如何推動中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一知識“黑箱”，彌補現(xiàn)有研究成果的不足。(2)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)是指企業(yè)在原有服務產(chǎn)品的基礎上進行創(chuàng)新，或利用科技創(chuàng)新成果(如專利)設立新企業(yè)，向市場提供先進的服務產(chǎn)品的行為[1]。本文進一步考察科技創(chuàng)新人才在外資進入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關系中的調節(jié)作用，以深入理解外資進入與科技創(chuàng)新人才的互動對中國創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，為服務業(yè)企業(yè)完善科技創(chuàng)新人才制度進而促進創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的開展提供參考。(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)指導目錄》(后文簡稱《目錄》)衡量外資管制放松政策這一準自然實驗的研究方法分析外資進入對創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，可有效緩解內生性問題對回歸結果造成的偏誤。

二、文獻綜述與研究假設

外資進入對服務業(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、人力資源積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化四個方面：(1)創(chuàng)新激勵方面。外資進入對中國企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響首先表現(xiàn)在對服務產(chǎn)品需求的市場瞬間變大，因為無論外資服務企業(yè)進入服務業(yè)供應鏈上游還是中下游，均需要本土服務業(yè)企業(yè)提供支持。中國本地服務業(yè)企業(yè)為了能夠在激烈的競爭中獲得市場份額，保持競爭力，將不斷增加創(chuàng)新投入、提升服務品質或開拓服務模式創(chuàng)新。可見，中國服務業(yè)企業(yè)面對的潛在需求規(guī)模越大，對其創(chuàng)新投入的激勵作用越強[22]。另外，外資進入也會引入中國服務業(yè)企業(yè)的直接競爭對手，引發(fā)更為激烈的市場競爭。而一個競爭型市場結構是引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投入增加或改善服務產(chǎn)品經(jīng)營模式的重要觸發(fā)機制，這將改善服務業(yè)的內部結構，進而提升知識密集型服務業(yè)企業(yè)的比例[23]。如果外資企業(yè)與中國企業(yè)爭奪客戶時通過提高進入技術壁壘加以阻止，那么，國內創(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”，而具備技術創(chuàng)新能力的企業(yè)將獲得更多機會。另外，外資企業(yè)具有專利壟斷特性，只有具備更先進生產(chǎn)技術或更高品質產(chǎn)品的創(chuàng)新型企業(yè)，才能與之競爭。同時，在競爭過程中，“干中學”可以促進中國企業(yè)進入國際業(yè)務領域，開展國際性創(chuàng)業(yè)[1]。(2)人力資源積累方面。相對于制造業(yè)等其他行業(yè)，人力資源積累對于服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)尤其重要。外資服務業(yè)企業(yè)進入后往往采取本土化經(jīng)營策略，以迎合消費者的偏好和市場所在地的政府監(jiān)管?？鐕髽I(yè)具有較為完善的人力資源培訓體系，可以促進本土從業(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業(yè)企業(yè)中，將會提升中國本土服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力。即使不發(fā)生上述的人員流動，外資服務業(yè)企業(yè)人力資源管理的成功經(jīng)驗也會被中國服務業(yè)企業(yè)所效仿。雖然在自然人流動模式中更多地依賴于個人行為向中國企業(yè)提供服務，但基于一對多或一對一的服務提供模式，也會對本土人員的人力資本積累產(chǎn)生積極影響[24-25]。(3)技術溢出渠道方面。該方面主要體現(xiàn)在外資進入帶來的技術與信息外部性。首先是人力資本流動引致的技術與管理經(jīng)驗的溢出[25]，其一是中國企業(yè)員工與外資企業(yè)員工之間的學習交流帶來的知識外溢，此種隱性知識的外溢渠道主要包括參觀訪問、學術會議和專業(yè)展覽等；其二是員工從外資企業(yè)離職后進入中國本土企業(yè)或自己進行創(chuàng)業(yè)時，其擁有的技術知識和管理經(jīng)驗等顯性知識被轉移到了本土企業(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，進而帶來管理經(jīng)驗的溢出和實現(xiàn)在原有技術基礎上的技術創(chuàng)新[26]。(4)資源配置優(yōu)化方面。首先，外資進入所帶來的創(chuàng)新和技術要素可以提升整個市場服務產(chǎn)品質量，低端服務產(chǎn)品要素投入則可以降低企業(yè)經(jīng)營成本，因此，外資進入為中國服務業(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，外資進入為中國服務業(yè)企業(yè)在創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)過程中，在更大市場空間內獲取資源創(chuàng)造了更好條件。其次，分工與專業(yè)化是企業(yè)提高核心競爭力的必然，外資進入為中國服務業(yè)企業(yè)開展分工合作，并進一步專注于自身核心業(yè)務提供了可能性[28]，并實現(xiàn)了企業(yè)資源配置的高效率。由此，本文提出以下假設：

假設H1：外資進入對中國服務業(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、人力資本積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化效應。

科技創(chuàng)新人才是第一資源，也是能否吸引外資進入且進入后能否實現(xiàn)本土化轉型的前提，在外資進入與中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關系起到重要的調節(jié)作用。外資進入后，在進行本土化轉型時，對科技創(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)濟政策和法律法規(guī)等方面知識的人才，以保證企業(yè)開展的業(yè)務符合中國的國情和縮短企業(yè)經(jīng)營準備期；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能力要求的人才，這些人才不僅能快速適應技術崗位，而且擁有相對于外資企業(yè)母國更低的人力成本；最后，外資企業(yè)采取技術和管理人員的本土化策略，不僅可以提升消費者的認同度，還有利于信息的搜索與獲取，從而達到降低貿(mào)易壁壘[29]、擴大貿(mào)易規(guī)模的目的[30]?？梢?，中國服務業(yè)擁有的科技創(chuàng)新人才數(shù)量越多、質量越高，越能吸引服務業(yè)外資進入并開展本地化經(jīng)營[31]。亦即，高素質科技創(chuàng)新人才通過吸引外資進入，不僅可以提升中國本土企業(yè)的市場競爭力和對外資企業(yè)技術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。如果社會能夠營造出良好的人才環(huán)境氛圍，將對科技創(chuàng)新人才的創(chuàng)新能力及職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生積極作用，進而激發(fā)科技創(chuàng)新人才的創(chuàng)業(yè)積極性[33-34]。總而言之，科技創(chuàng)新人才在外資進入與創(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：

假設H2：科技創(chuàng)新人才在外資進入與服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的關系中起到調節(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)新人才進行創(chuàng)業(yè)的內生動力，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)爭奪優(yōu)質人才的關鍵要素[35]。已有關于外資進入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關系的研究成果中均隱含著一個假設：中國各地區(qū)之間的科技創(chuàng)新人才是同質的。但事實并非如此，中國各地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、公共基礎設施完善程度、人才激勵政策制定與實施力度及市場開放程度等方面存在較明顯差異，導致其在人才的引進、培養(yǎng)與使用等人才環(huán)境建設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性[33，35，37]。需要提及的是，外資進入的本質并非為了提升東道國的經(jīng)濟發(fā)展水平，而是為了充分利用東道國的廉價勞動力和土地等資源，并憑借自身優(yōu)質的技術能力與管理經(jīng)驗占領行業(yè)制高點，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，可能是導致其在吸引外資的數(shù)量與質量上存在顯著差別的核心原因。另外，外資進入中國后能否具有需求創(chuàng)造、競爭驅動和技術溢出等效應，既與外資內含的技術和管理的知識水平相關，更是與本地的人力資本水平密切關聯(lián)[39]。由此，本文提出以下假設：

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

三、研究設計

(一)模型設定

首先，為檢驗外資進入對中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響(假設H1)，本文構建雙重差分(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是衡量外資進入自由程度的虛擬變量，外資進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是時間虛擬變量，表示外資管制放松政策沖擊的時間，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)勞動生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、政府財政補貼、企業(yè)所有制類型；行業(yè)層面的控制變量包括行業(yè)競爭程度和行業(yè)關稅。μi、μt分別代表企業(yè)和年份的固定效應變量，εijt為隨機擾動項。

其次，為了檢驗科技創(chuàng)新人才是否在外資進入與服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間存在調節(jié)作用(假設H2)，本文構建模型(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三重交互項檢驗f省份在t年的科技創(chuàng)新人才是否調節(jié)了外資進入與服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關系。

最后，為檢驗中國各地區(qū)的外資進入強度與中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡之間是否存在關聯(lián)(假設H3)，本文構建模型(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)相對于中部和西部地區(qū)的服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的不平衡程度和外資進入強度的差異程度。

(二)變量設定及其數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

(1)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)(SC)?，F(xiàn)有研究并未對創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)給出明確的定義，只有少數(shù)學者界定了創(chuàng)業(yè)。熊彼特(Schumpeter，1934)從產(chǎn)業(yè)發(fā)展學視角提出創(chuàng)業(yè)是將資源進行創(chuàng)造性配置，以達到滿足市場需求的目的，并由此創(chuàng)造出價值的活動[40]。張東生和劉健均(2000)指出，創(chuàng)業(yè)可以從以下兩個維度界定：一是從無到有地創(chuàng)建新企業(yè)，即新企業(yè)的創(chuàng)建；二是以一個有經(jīng)營困境的企業(yè)為起點，創(chuàng)造出一個煥然一新的企業(yè)，即對原來企業(yè)進行轉型升級[41]。而現(xiàn)有研究主要側重于國家之間的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)問題[1，5，42]，針對中國微觀企業(yè)層面的研究成果較為鮮見。因此，基于現(xiàn)有為數(shù)不多的文獻資料并結合中國實際情況，本文對于服務業(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)中界定出服務業(yè)企業(yè)的樣本，共計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、市場競爭和供給側三方面判斷企業(yè)在市場中的地位，進而判斷其創(chuàng)業(yè)是屬于模仿型還是創(chuàng)新型。第一步，進行題項設置：①需求方指標——企業(yè)的所有/部分/沒有客戶是否認為該服務產(chǎn)品是新的或者不熟悉的。這代表著企業(yè)創(chuàng)業(yè)機會是來源于模仿(至少有部分客戶熟悉企業(yè)的服務產(chǎn)品)還是創(chuàng)新(沒有類似的服務產(chǎn)品能滿足現(xiàn)有的客戶)。②市場競爭指標——是否有其他企業(yè)向你的客戶提供相同的服務？該指標通過衡量競爭對手是否存在來表示市場競爭激烈程度。③供應方指標——該服務產(chǎn)品所需技術或程序的使用年限是1年/1—5年/大于5年。該指標通過衡量服務產(chǎn)品所需技術或程序的使用年限來考察其應用新穎程度。第二步，對反向編碼題項①和題項③進行再編碼，使其變成正向編碼，即與題項②的方向相同。第三步，通過電子問卷調查的方式獲得上述3個題項的數(shù)據(jù)，經(jīng)過量化處理后，得到每個題項的分值。然后將各題項得分相加取其算術平均值，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1 993家服務業(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)查詢其對應相關數(shù)據(jù)，得到1999—2020年續(xù)存時間至少為15年的企業(yè)有721家。

(2)服務業(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)個服務業(yè)上市公司在t年的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)值。以此類推，可分別計算出中部與東西部、西部與中東部服務業(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)外資進入(Treat)?！赌夸洝分袑⑼赓Y進入劃分為鼓勵、允許、限制和禁止四類?！赌夸洝分泄膭詈驮试S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年修訂版的政策實施效果，發(fā)現(xiàn)匹配后的數(shù)據(jù)平行趨勢沒有達到顯著性要求。另外，已有文獻表明，多數(shù)國內外學者均把2002年作為檢驗的時間節(jié)點[13，44-45]。因此，本文將2002年作為雙重差分法檢驗的時間點。值得一提的是，2002版《目錄》中的細分行業(yè)并未與《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T 4754—2017)中的一一對應。借鑒張寶友和湯曉君(2021)[43]的做法，從《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》的4位碼出發(fā)，采用手工匹配法與2002版《目錄》進行對照，以確定中國上市服務業(yè)企業(yè)在《目錄》中所處的細分行業(yè)。進一步考慮到中國2002年《目錄》并非對所有服務業(yè)企業(yè)完全開放，通過對比2002年前后外資管制程度變化的行業(yè)，將中國服務業(yè)行業(yè)劃分為政策鼓勵、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行業(yè)中的上市服務業(yè)企業(yè)，政策不變和政策限制類企業(yè)為對照組。

(2)科技創(chuàng)新人才(Talent)。一個國家或地區(qū)科技創(chuàng)新人才質量的優(yōu)劣，主要體現(xiàn)在科技工作從業(yè)人員的數(shù)量與質量上?？紤]到2009年后《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》均將研究與發(fā)展(R&D)的科技活動人員、科學家和工程師指標去掉，以R&D人員折合全時當量替代。因此，本文科技創(chuàng)新人才的指標，在2009年之前用科技活動人員、科學家和工程師的總和來衡量，2009年之后則用中國各省份服務業(yè)R&D人員折合全時當量數(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)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量

4.外資進入的工具變量構建

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

(4)

其中，i、j分別代表上市公司注冊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，并不會隨時間變化，因此在距離指數(shù)的基礎上，加上鐵路密度這一隨時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，是因為鐵路自身屬于非服務產(chǎn)品，且服務產(chǎn)品對鐵路的依賴性不高。其中鐵路密度數(shù)據(jù)來自《中國交通運輸統(tǒng)計年鑒》。為了保證本文構建的工具變量確實有效，對其進行相關性檢驗。由檢驗結果可知，各省份外資進入與創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的相關系數(shù)為0.723，通過了顯著性檢驗；此外，所得到的Kleibergen_PaaprkWaldF統(tǒng)計量在5%的水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設。

四、實證結果分析

(一)基準回歸及動態(tài)效應

表1列(1)—列(3)是外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的基準影響結果。其中，列(1)是在控制時間、行業(yè)和企業(yè)固定效應的同時，僅加入Treat×post02jt估計變量；列(2)和列(3)是在此基礎上，又加入了企業(yè)和行業(yè)層面的控制變量。結果表明，Treat×post02jt在各個回歸中的影響系數(shù)均顯著為正。由列(2)的回歸結果(估計系數(shù)為0.061，且在1%的水平上顯著)可知，在控制了其他因素后，與對照組的企業(yè)相比較，外資進入對實驗組創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進作用提升了6.1%。

為進一步考察外資進入對服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響是否存在時滯性和持續(xù)性，用Treatj×post02t×yrδ(δ=2002，2003，...，2020)替換基準回歸模型中的Treat×post02jt×yrδ[47]。該估計系數(shù)刻畫了在第δ年外資進入對服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)影響的動態(tài)效應。列(4)中僅加入Treatj×post02t×yrδ，結果表明，外資進入對服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的促進效應在2002年不顯著，但從2003年開始顯著，且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢。列(5)加入了企業(yè)與行業(yè)層面的控制變量，相關結論依然成立。

關于控制變量的影響，本文研究結果顯示：企業(yè)規(guī)模(scale)并不是影響服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的重要因素，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)。勞動生產(chǎn)率(Prod)和企業(yè)所有制(Ownership)對服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，主要因為勞動生產(chǎn)率高的企業(yè)，經(jīng)營服務流程復雜，科技含量高的高端服務產(chǎn)品占比較大，而外資進入給這些企業(yè)帶來更多的合作交流機會，促進了其知識溢出效應，從而提升了其創(chuàng)新能力。國有企業(yè)由于自身獨特的企業(yè)性質，相對于其他類型企業(yè)其中間品的獲取與議價能力較低，無法充分利用外資進入后帶來的正向激勵，從而其創(chuàng)新能力提升不明顯。政府財政補貼(Subsidy)對中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為負?？赡艿脑蛟谟冢袊斦a貼的對象主要為國有企業(yè)，其缺乏對資金使用效率的有效監(jiān)管。在行業(yè)層面，赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(HHI)和行業(yè)關稅(Tariff)對服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響分別顯著為正和顯著為負。這表明中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)與競爭性的市場結構密切相關；同時，中國服務業(yè)關稅率的提升會抑制外資進入，最終會影響到創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)水平。在宏觀層面上，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(Gdp)和知識產(chǎn)權保護力度(Kcp)對服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，即經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，其服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的水平也越高；并且有效的知識產(chǎn)權保護制度設計也為創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)營造了良好的營商環(huán)境。

表1 基準回歸檢驗與動態(tài)效應檢驗

(二)雙重差分法的有效性與穩(wěn)健性檢驗

1.同趨勢性假設檢驗

可否采用雙重差分法分析外資進入與中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)之間的關系，其前提條件需滿足平行趨勢假設，即需要考察實驗組樣本(外資進入管控放松的上市公司)與對照組(外資進入管控不變的上市公司)在政策沖擊之前的結果變量(服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè))是否具有相似的變化態(tài)勢[48]。如圖1所示，在外資管控放松政策實施的2002年之前，外資進入對中國服務業(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。這表明外資進入政策實施之前實驗組與對照組企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的發(fā)展趨勢基本一致，即本文中實驗組與對照組的設計滿足平行趨勢假設。

圖1 同趨勢性假設檢驗結果

2.預期效應

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

表2 雙重差分法的有效性檢驗結果

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年兩個時間段，并求得兩個時間段內各個變量的算術平均值，進而借助兩期雙重差分法進行重新估計，其估計結果見表2中的列(3)。結果顯示，交互項Treat×post02的估計系數(shù)仍然顯著為正，表明外資進入顯著促進中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的結論依然成立。

4.安慰劑檢驗

本文雖然在模型(1)中加入行業(yè)特征變量以控制外資進入對樣本的影響，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年的樣本進行估算，即進行安慰劑檢驗。表2中列(4)的結果顯示，Treat的估計系數(shù)不顯著，說明本文所選取的實驗組與對照組樣本具有較好的對比性。

5.控制產(chǎn)業(yè)時間的趨勢檢驗

企業(yè)在做創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)決策時，很有可能受到某些無法觀測的產(chǎn)業(yè)特定因素影響。如果事實確實如此，那么處理組與對照組的結果會沿著不同的路徑變化，進而導致有偏的估計結果。為了嚴謹起見，本文借鑒劉和邱(Liu & Qiu，2016)[50]的研究，將產(chǎn)業(yè)特定的線性時間趨勢項(即αi×t)加入基準雙重差分法模型進行估計，回歸結果如表2列(5)所示。交互項的估計系數(shù)仍然顯著為正，即表明提升外資進入水平有利于服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)[49]。

(三)科技創(chuàng)新人才的強化效應

前文驗證了外資進入對中國服務業(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節(jié)作用(即假設H2)仍未被驗證。因此，本文接下來運用模型(2)進行估算，以檢驗假設H2成立與否。為了確保估計結果的穩(wěn)健性，本文按以往學者[43]的研究，將樣本劃分為總體服務業(yè)和知識密集型服務業(yè)(1)根據(jù)中國《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計的服務業(yè)類別，本文中的服務業(yè)包括“農(nóng)林牧漁服務業(yè)(A，2位碼：01-05)”“批發(fā)與零售業(yè)(F，2位碼：51-52)”“交通運輸、倉儲與郵政業(yè)(G，2位碼：53-60)”“住宿與餐飲業(yè)(H，2位碼：61-62)”“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(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)”“租賃和商務服務業(yè)(L，2位碼：71-72)”“水利、環(huán)境與公共設施管理業(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“科學研究和技術服務業(yè)(M，2位碼：73-75)”共12個產(chǎn)業(yè)部門，其中將“交通運輸、倉儲和郵政業(yè)”“信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)”“金融業(yè)”“科學研究和技術服務業(yè)”和“教育”5個部門歸于知識密集型服務業(yè)，其他部門劃入非知識密集型服務業(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、新疆和內蒙古。地區(qū)服務業(yè)，進行對比分析。表3的結果顯示，科技創(chuàng)新人才與外資進入的交互項估計系數(shù)均顯著為正，表明隨著科技創(chuàng)新人才的增加，外資進入對中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進作用更為顯著。

外資進入通過需求創(chuàng)造、人力資源積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化等渠道引發(fā)中國服務業(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)和知識密集型服務行業(yè)中，需求創(chuàng)造、人力資源積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化更加明顯。此外，擁有更多優(yōu)質科技創(chuàng)新人才的行業(yè)或企業(yè)本身就具有較強的科技創(chuàng)新能力，并且其更受進入中國市場的外部投資者的青睞，更有機會與外資進行合作，從而更容易解決創(chuàng)業(yè)時的融資難題。

表3 科技創(chuàng)新人才在外資進入與服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)關系中的調節(jié)效應

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

運用模型(3)檢驗外資進入強度的差異是否引致中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)在不同地區(qū)之間存在差別。表4的結果顯示，在控制了行業(yè)/企業(yè)和年份的固定效應后，Ratio_Far的估計系數(shù)顯著為正，表明在科技創(chuàng)新人才的調節(jié)下，東部地區(qū)的外資進入強度與中西部地區(qū)之間的差距逐漸拉大，其對服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響優(yōu)勢越發(fā)顯著，最終出現(xiàn)東部地區(qū)與中西部地區(qū)服務業(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)和年份的固定效應后，Ratio_Far的估計系數(shù)依然顯著為正。綜上可知，外資進入強度的差異是引致中國服務業(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)的估計系數(shù)不僅顯著為正，而且其值明顯大于總體服務業(yè)的估計系數(shù)，表明外資進入強度差異對中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡的影響更為明顯。

表4 外資進入強度差異與服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域不均衡關系檢驗

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.外資進入的指標測度

考慮到外資進入后既可以通過需求創(chuàng)新、競爭驅動等正向效應促進服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)，又可以采用薪酬激勵的方式吸引科技創(chuàng)新人才就業(yè)而抑制本土服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。此外，本土服務業(yè)企業(yè)的服務產(chǎn)品也可能會出口。因此，借鑒巴里等(Barry et al，2005)[51]的研究成果，以企業(yè)勞動力為基礎設計了服務業(yè)外資滲透度(Farl)指標來替代外資進入指標[50]。表5列(1)報告了這一回歸結果，此時交互項的估計系數(shù)均顯著為正，表明外資進入顯著地促進了中國服務業(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節(jié)效應。

2.對時間虛擬變量post02重新賦值

因《目錄》修訂的具體時間為2002年4月1日，基于估計結果準確性的需要，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，估計結果如表5列(2)所示。結果顯示，Treat×post02的估計系數(shù)依舊顯著為正，表明外資進入促進中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的結論并沒有發(fā)生改變。

3.對分組虛擬變量Treat重新賦值

考慮到外資管制放松政策具有差異性(鼓勵、允許、限制和禁止)，這對實驗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Treat_new進行如下賦值：對比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；對于外資開放程度提升的行業(yè)，如果提升級別為1級(如由允許轉為鼓勵)則賦值為1，提升級別為2級(如由禁止轉為允許)則賦值為2，提升級別為3級則賦值為3。表5列(3)報告了具體的回歸結果。從表中可以看出，雖然與基準回歸中的估計系數(shù)相比，核心解釋變量Treat×post02的估計系數(shù)有所減小，但仍然顯著為正，表明外資進入確實能夠提高中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。

4.內生性問題

本文模型(3)并非是雙重差分模型，使得在檢驗外資進入強度差異是否引致了服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)區(qū)域間差異進一步擴張時，可能存在因反向因果而導致的內生性問題?；诖耍疚氖褂脺笠黄诤颓拔脑O計的工具變量(IVij=DIij×railwayij)進行穩(wěn)健性檢驗。表5列(4)和列(5)分別代表滯后一期和工具變量的回歸結果。值得注意的是，無論是滯后一期還是工具變量，估計系數(shù)均顯著為正，即回歸結果依然穩(wěn)健、可靠。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

五、進一步分析：異質性與作用機制檢驗

(一)異質性檢驗

前文的實證分析結果表明，外資進入促進了服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。然而，服務業(yè)企業(yè)所處的區(qū)域環(huán)境、初始資源稟賦和企業(yè)性質等方面存在差異，同時，不同來源地的外資質量也不盡相同。在此背景下，外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響是否存在差異性？如能進一步對該問題展開討論，將有助于中國外資管制政策的調整有據(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)模四個方面進行分組檢驗，以考察外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的異質性影響(見表6)。

表6 異質性影響效應

1.資本來源地異質性檢驗

為考察不同來源地的資本進入對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響，本文按照來源地將進入中國大陸的資本劃分為兩類：一類是來自中國港澳臺地區(qū)的投資(本文簡稱為“中國港澳臺地區(qū)投資”)，另一類則是以歐美國家為主的投資(本文簡稱為“歐美地區(qū)投資”)。表6列(1)和列(2)分別報告了中國港澳臺地區(qū)投資與歐美地區(qū)投資對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響。結果顯示，來自中國港澳臺地區(qū)的資本對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為負，而來自歐美地區(qū)的資本對中國服務業(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入對服務業(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，來自中國港澳臺地區(qū)來源的企業(yè)，無論是文化、語言還是習慣，均與內資企業(yè)有著相似之處，其提供的服務產(chǎn)品與內資企業(yè)存在著較大的競爭關系，因而擠出效應更為明顯。但來自歐美地區(qū)的企業(yè)，在文化、語言和習慣上與內資企業(yè)存在互補關系，且其在管理經(jīng)驗與技術能力上通過正向示范效應，使內資企業(yè)獲益，促進其創(chuàng)新能力的提高。其二，從垂直溢出視角看，來自中國港澳臺地區(qū)的企業(yè)以出口加工貿(mào)易為主，與上下游內資企業(yè)的業(yè)務聯(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，來自歐美地區(qū)的外資企業(yè)通過與中國內資企業(yè)業(yè)務之間的緊密聯(lián)系，將先進的技術、管理經(jīng)驗及其高品質的服務中間品提供給上下游的內資企業(yè)，這將大大提升內資企業(yè)的創(chuàng)新能力，并且有利于內資企業(yè)生產(chǎn)成本的降低，實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置，從而為企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)奠定堅實的物質基礎。

2.企業(yè)所有制異質性檢驗

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外資的使用效率也存在差別。因此，將中國內資企業(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，以考察外資進入對中國不同所有制服務業(yè)企業(yè)的差異性影響。表6列(3)、列(4)的回歸結果顯示，在國有服務業(yè)企業(yè)樣本的回歸中，Treat×post02的估計系數(shù)雖然為正卻未通過顯著性檢驗。與此相反，在民營服務業(yè)企業(yè)樣本的回歸中，Treat×post02的估計系數(shù)顯著為正。這表明外資進入顯著地促進了中國民營企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動，但對國有企業(yè)的影響有限。

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

3.要素投入密集度異質性檢驗

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

出現(xiàn)上述情況的原因可能在于：中國知識密集型服務業(yè)企業(yè)是創(chuàng)新能力強的高素質人才的集聚地，對外資知識溢出和技術溢出的吸收能力也較強。考慮到中國知識產(chǎn)權保護制度并非完備，外資企業(yè)會擔心技術外溢而實行技術壟斷，因而中國的知識密集型服務業(yè)企業(yè)較難從外資進入這一渠道獲益。然而，對于非知識密集型服務業(yè)企業(yè)而言，其不僅注重設備等資本品的投資，而且更加注重研發(fā)創(chuàng)新投入。外資大規(guī)模流入后，非知識密集型(尤其是資本密集型)服務業(yè)企業(yè)的資本化程度將會加深，從而有利于企業(yè)的創(chuàng)新。

4.企業(yè)規(guī)模異質性檢驗

借鑒工業(yè)企業(yè)以銷售額為劃分規(guī)模大小的標準，本文首先計算得到第i個服務業(yè)企業(yè)在樣本期間內的規(guī)模算術平均值Si，然后計算出每個行業(yè)所有企業(yè)在樣本期間內的規(guī)模算術平均值Sall，如果Si大于Sall，則將第i個服務業(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)的結果顯示，外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，并且外資進入對大規(guī)模企業(yè)的影響要明顯大于對小規(guī)模企業(yè)的影響程度，即外資進入更能夠促進中國大規(guī)模服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動。對此本文的解釋是：其一，相對于小規(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，即使在外資進入過程中面對激烈的國際市場競爭時，也有能力開展創(chuàng)新活動，即來自境外的壓力反而通過倒逼機制促使大型內資服務業(yè)企業(yè)開展研發(fā)活動或加大人力資本投資，從而推動企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動；其二，大規(guī)模服務業(yè)企業(yè)更有可能通過規(guī)模經(jīng)濟來實現(xiàn)降本增效的目標，進而緩解了企業(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)作用機制檢驗

正如前文理論分析中所論述的，外資進入能夠通過創(chuàng)新激勵、人力資源積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化等渠道促進中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。為驗證上述作用機制是否成立，本部分在模型(1)的基礎上增加渠道變量，構建模型(5)和模型(6)對上述作用渠道展開實證檢驗。

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。對于中介變量的指標選取，本文參考已有研究[32，54-55]，并結合前文理論分析過程設計如下：對于創(chuàng)新激勵效應，本文借鑒唐保慶和任小燕(2020)[32]的研究，采用服務業(yè)企業(yè)的R&D投入存量衡量[32]；對于人力資源積累效應，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行折算，其中，大學為16年，中學為12年，小學為6年，然后分別乘以企業(yè)內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)；對于技術溢出效應，已有文獻[55]主要通過測算全要素生產(chǎn)率(total factor productivity，TFP)來考察技術溢出效應存在與否，這是因為服務業(yè)上市公司年報中并不出現(xiàn)企業(yè)的中間投入數(shù)據(jù)，無法運用LP半?yún)?shù)估計法(Levinsohn-Petrin)計算，因此本文選擇了OP(Olley-Pakes)半?yún)?shù)估計法。對于資源配置優(yōu)化效應，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。對于服務業(yè)增加值數(shù)據(jù)，本文基于“增加值=勞動者報酬+生產(chǎn)稅凈額+固定資產(chǎn)折舊+營業(yè)盈余”這一公式進行計算。其中，生產(chǎn)稅凈額=生產(chǎn)稅-生產(chǎn)補貼。本文的逐步回歸思路如下：在基準模型(1)外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)顯著為正的基礎上估算模型(5)和模型(6)；如果模型(5)中外資進入和模型(6)中中介變量的估計系數(shù)均顯著為正，則表明外資進入可以通過中介變量作用于中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)，屬于部分中介效應；如果模型(5)中外資進入的估計系數(shù)不顯著，但中介變量的估計系數(shù)顯著為正，則表明中介變量具有完全中介效應。

創(chuàng)新激勵的檢驗結果見表7列(1)和列(2)。由結果可知，外資進入對中國服務業(yè)企業(yè)R&D投入、服務業(yè)企業(yè)R&D投入對創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)均顯著為正，表明外資的引入與使用對中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進作用已經(jīng)顯現(xiàn)。即外資進入促使中國服務業(yè)企業(yè)增加R&D的投入量，而R&D的投入又通過研發(fā)設計、加強與外企合作等方式推動企業(yè)的創(chuàng)新行為。人力資源積累的檢驗結果見表7列(3)和列(4)。由結果可見，外資進入對人均受教育年限、人均受教育年限對中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)均通過顯著性檢驗。這表明外資是否進入不僅受中國服務業(yè)已有的科技創(chuàng)新人才數(shù)量與質量的影響，同時，外資進入也會通過跨境支付和自然人流動等模式提升中國服務業(yè)本土企業(yè)的人力資源素質，最終促進中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動。技術溢出的檢驗結果見表7列(5)和列(6)。列(5)中，外資進入對TFP的估計系數(shù)顯著為正，說明外資進入有利于促進中國服務業(yè)企業(yè)TFP提升。列(6)中，TFP對中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)顯著為正，說明TFP的提升有利于服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)。同時，外資進入的估計系數(shù)顯著為正，說明TFP在外資進入影響中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的過程中發(fā)揮了部分中介效應。理論上，人力資源積累也會推動企業(yè)創(chuàng)新，因而應該把人力資源積累效應和創(chuàng)新激勵效應同時放入模型進行中介效應的識別，以考察兩者共同作用于中國服務業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的疊加效應。但在實際操作中，創(chuàng)新激勵樣本(12 140)和人力資源積累樣本(10 145)相對于原始樣本都有缺失，且同時包含創(chuàng)新激勵和人力資源積累數(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致回歸結果與前面基準回歸中的結果不具有可比性，因而本文并未采取上述做法。資源配置優(yōu)化的檢驗結果見表7列(7)和列(8)。列(7)中，外資進入對包含資本、勞動力和技術在內的要素配置效率的估計系數(shù)顯著為正，表明外資的引入與使用可以提升服務業(yè)企業(yè)資本、勞動力和技術等要素的配置效率，改善企業(yè)的經(jīng)營績效。在列(8)中，企業(yè)要素配置效率的估計系數(shù)顯著為正，說明資本、勞動力和技術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，外資進入的估計系數(shù)顯著為正，說明資本、勞動力和技術要素配置效率在外資進入與中國服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的關系中起到部分中介效應。

表7 作用機制檢驗結果

六、研究結論與政策建議

本文立足服務業(yè)市場開放引入外資進而影響中國服務業(yè)的創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)這一學術熱點，從創(chuàng)新激勵、人力資源積累、技術溢出和資源配置四個方面闡述了外資進入影響服務業(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個服務業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)開展實證研究。研究結果表明：中國服務業(yè)領域外資管制放松政策的穩(wěn)步實施，有效促進了服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的開展，其作用渠道主要包括創(chuàng)新激勵、人力資源積累、技術溢出和資源配置優(yōu)化四個方面。外資進入對中國服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的影響存在異質性，而且充裕的科技創(chuàng)新人才起到積極的調節(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，導致外資進入強度的差異也是中國服務業(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。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：首先，要堅持繼續(xù)擴大服務業(yè)外資進入的自由化程度與范圍，抓住服務業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略機遇。一方面，完善外資準入國民待遇加“負面清單”的管理模式，實現(xiàn)外資進入的便利化；另一方面，通過簡化行政審批流程、重視科技創(chuàng)新人才的培養(yǎng)、完善知識產(chǎn)權保護制度來改善中國服務業(yè)領域的營商環(huán)境質量，吸引更多更優(yōu)質的外資進入中國。同時，還應該將引資原則由擴大規(guī)模轉向提升質量，嚴格把關外資進入的質量。另外，資本來源地的異質性檢驗結果表明，來自中國港澳臺地區(qū)的資本對服務業(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)中國資本進入總額的較大比例，如何充分發(fā)揮中國港澳臺地區(qū)的資本進入對服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)的促進作用，應該成為今后政府工作的重點。其次，提升服務業(yè)企業(yè)的核心競爭力，完善中國服務業(yè)市場開放戰(zhàn)略。面對日益開放的服務業(yè)國際市場，基于大規(guī)模企業(yè)更易利用外資實現(xiàn)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)活動的事實，中國大型服務業(yè)企業(yè)可分別從技術創(chuàng)新、人力資本投資、獲取技術(知識)外溢和資源配置優(yōu)化等方面出發(fā)，提升自身的核心競爭力。中小型企業(yè)應根據(jù)國際服務業(yè)市場開放程度不斷調整企業(yè)的核心業(yè)務，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)造效應不斷獲取其技術外溢和人力資本積累，為日后的自主創(chuàng)新奠定基礎。廣大中小型服務業(yè)企業(yè)應積極融入全球一體化的時代大背景之中，充分利用外資實現(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入強度差異而導致服務業(yè)企業(yè)創(chuàng)新型創(chuàng)業(yè)存在的區(qū)域間不平衡性也應引起重視。企業(yè)應該通過完善相關制度給科技創(chuàng)新人才提供一個可發(fā)揮自身能力的平臺，政府也應因地制宜地制定相關人才政策，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，推進其均衡協(xié)調發(fā)展。