外资进入、科技创新人才与中国服务业创新型创业

张宝友，蔡纪伟

(中国计量大学 经济与管理学院，浙江 杭州 310018)

创业是中国促进经济高质量发展、带动就业和增强国家竞争力的战略需要，也是中国政府注重科学技术，实施科教兴国战略、创新驱动发展战略的必然。全球创业监测(Globe Entrepreneurship Monitor，简称GEM)数据显示，虽然中国早期创业活动指数(total early-stage entrepreneurial activity，TEA)大于10%，远高于欧美创新型国家(英国为8.8%、德国为4.6%和法国为5.3%)。但中国创业活动指数从2014年已开始下降，且多数创业活动存在创新性差和成功率低等缺陷[1]。创业活动主要分为模仿型创业和创新型创业[2]，创新型创业因打破现有均衡关系而获得价值创造，其提供的商品具有明显的差异化优势，具备创造更高经济效益的特征[3]。可见，提高创新型创业的成功率是提升中国创业质量的有效途径。那么，影响创新型创业的因素有哪些，影响程度有多大以及影响渠道是什么，成为目前中国创业政策制定着重关注的问题。

已有关于创业影响因素的文献从创业企业的内部和外部两方面展开。内部因素主要包括创始人的创业经历[4-5]、人力与社会资本[6]及启动资金[7]等。外部因素主要包括制度质量[2]、税收[7]及国家文化[5，8]等。随着中国逐步放松外资的准入管制，外资进入通过竞争效应、示范效应、前后关联效应和人员流动效应[9]促进本土企业生产率[10]、企业出口绩效[11]和技术进步[12]的提升，最终促进企业的创新行为[12-13]。而关于外资进入对创新型企业影响的研究则鲜见，只有王佳等(2021)、田毕飞和陈紫岩(2017)通过GEM数据库提供的35个国家相关数据实证后发现，外商直接投资(foreign direct investment，FDI)的数量与东道国的创新型创业活动之间呈现倒U型关系[1，14]。另外，FDI与外资进入并非同一概念。换句话说，中国如果没有实施外资进入政策，FDI便无法进入国内市场，但即使实施了外资进入政策，FDI也未必一定会进入国内市场[13]。此外，FDI与创业之间既存在需求创造和竞争驱动等正向关系，又存在就业带动和竞争挤出等负向关系，而学者们关于“净效益”的结论至今未达成一致意见[1]。那么，对中国而言，外资领域的逐步放开是否对创新型企业产生一定的影响？该影响是正向还是负向？外资进入后又是通过哪些渠道作用于中国创新型创业？这些都是需要进一步探讨的问题。

自改革开放以来，国内市场呈现出制造业高度开放和服务业开放不足的“偏向型”经济开放格局。虽然中国服务业创业离不开开放的国际市场，但关于中国服务业市场的外资进入对服务业创业的真实影响程度有多大这一问题一直缺乏系统的研究。因国际服务贸易占货物贸易的比重较小，加上各国服务业政策数据的不足，有关服务市场政策引发的各种经济效应的成果相对缺乏[15]。因此，一直到20世纪90年代才出现少量关于服务业市场对外开放而导致的各类经济效应研究成果，包括对制造业生产率增长[16-17]、货物出口贸易[18]和产业升级与安全[19]等。虽然也有少量关于服务业部门自身发展的文献，但依然侧重于外资进入对东道国服务业投资和增长的挤出效应[20]及技术溢出效应[21]，仍未见关于服务业领域内的外资进入对其创新型创业影响的研究成果。

与既有文献相比，本文可能的边际贡献在于：(1)通过跟踪服务业外资进入的经济效应这一学术热点，探究外资进入如何推动中国服务业企业创新型创业这一重大现实问题。深入分析外资进入对服务业创新型创业的作用机理，并借助于中国服务业上市公司的微观数据进行检验，这有助于揭开外资进入如何推动中国服务业创新型创业这一知识“黑箱”，弥补现有研究成果的不足。(2)创新型创业是指企业在原有服务产品的基础上进行创新，或利用科技创新成果(如专利)设立新企业，向市场提供先进的服务产品的行为[1]。本文进一步考察科技创新人才在外资进入与创新型创业关系中的调节作用，以深入理解外资进入与科技创新人才的互动对中国创新型创业的影响，为服务业企业完善科技创新人才制度进而促进创新型创业活动的开展提供参考。(3)在研究方法方面，与以往借助FDI或外资存量数据的研究不同，本文采用2002年《外商投资产业指导目录》(后文简称《目录》)衡量外资管制放松政策这一准自然实验的研究方法分析外资进入对创新型创业的影响，可有效缓解内生性问题对回归结果造成的偏误。

外资进入对服务业创新型创业的影响渠道，归纳起来主要有创新激励、人力资源积累、技术溢出和资源配置优化四个方面：(1)创新激励方面。外资进入对中国企业创新型创业的影响首先表现在对服务产品需求的市场瞬间变大，因为无论外资服务企业进入服务业供应链上游还是中下游，均需要本土服务业企业提供支持。中国本地服务业企业为了能够在激烈的竞争中获得市场份额，保持竞争力，将不断增加创新投入、提升服务品质或开拓服务模式创新。可见，中国服务业企业面对的潜在需求规模越大，对其创新投入的激励作用越强[22]。另外，外资进入也会引入中国服务业企业的直接竞争对手，引发更为激烈的市场竞争。而一个竞争型市场结构是引发企业创新投入增加或改善服务产品经营模式的重要触发机制，这将改善服务业的内部结构，进而提升知识密集型服务业企业的比例[23]。如果外资企业与中国企业争夺客户时通过提高进入技术壁垒加以阻止，那么，国内创新水平和生产效率均较低的企业将被拒之门外，即产生“挤出效应”，而具备技术创新能力的企业将获得更多机会。另外，外资企业具有专利垄断特性，只有具备更先进生产技术或更高品质产品的创新型企业，才能与之竞争。同时，在竞争过程中，“干中学”可以促进中国企业进入国际业务领域，开展国际性创业[1]。(2)人力资源积累方面。相对于制造业等其他行业，人力资源积累对于服务业企业的创新型创业尤其重要。外资服务业企业进入后往往采取本土化经营策略，以迎合消费者的偏好和市场所在地的政府监管。跨国企业具有较为完善的人力资源培训体系，可以促进本土从业人员的人力资本水平；
即跨国企业的本土从业人员一旦流入中国服务业企业中，将会提升中国本土服务业企业的创新能力。即使不发生上述的人员流动，外资服务业企业人力资源管理的成功经验也会被中国服务业企业所效仿。虽然在自然人流动模式中更多地依赖于个人行为向中国企业提供服务，但基于一对多或一对一的服务提供模式，也会对本土人员的人力资本积累产生积极影响[24-25]。(3)技术溢出渠道方面。该方面主要体现在外资进入带来的技术与信息外部性。首先是人力资本流动引致的技术与管理经验的溢出[25]，其一是中国企业员工与外资企业员工之间的学习交流带来的知识外溢，此种隐性知识的外溢渠道主要包括参观访问、学术会议和专业展览等；
其二是员工从外资企业离职后进入中国本土企业或自己进行创业时，其拥有的技术知识和管理经验等显性知识被转移到了本土企业中。其次，中国企业管理者可以通过考察外资企业管理案例，包括管理方法和产品技术，进而带来管理经验的溢出和实现在原有技术基础上的技术创新[26]。(4)资源配置优化方面。首先，外资进入所带来的创新和技术要素可以提升整个市场服务产品质量，低端服务产品要素投入则可以降低企业经营成本，因此，外资进入为中国服务业创业者寻求最优投入资源提供了较为自由的取舍[27]。也就是说，外资进入为中国服务业企业在创新型创业过程中，在更大市场空间内获取资源创造了更好条件。其次，分工与专业化是企业提高核心竞争力的必然，外资进入为中国服务业企业开展分工合作，并进一步专注于自身核心业务提供了可能性[28]，并实现了企业资源配置的高效率。由此，本文提出以下假设：

假设H1：外资进入对中国服务业创新型创业具有积极影响，影响渠道包括创新激励、人力资本积累、技术溢出和资源配置优化效应。

科技创新人才是第一资源，也是能否吸引外资进入且进入后能否实现本土化转型的前提，在外资进入与中国服务业创新型创业之间的关系起到重要的调节作用。外资进入后，在进行本土化转型时，对科技创新人才的需求迫在眉睫。首先，外资企业需要招聘熟悉中国的文化传统、经济政策和法律法规等方面知识的人才，以保证企业开展的业务符合中国的国情和缩短企业经营准备期；
其次，随着中国高等教育事业的飞速发展，外资企业可以从中国各高等院校和科研院所招聘到符合其技术能力要求的人才，这些人才不仅能快速适应技术岗位，而且拥有相对于外资企业母国更低的人力成本；
最后，外资企业采取技术和管理人员的本土化策略，不仅可以提升消费者的认同度，还有利于信息的搜索与获取，从而达到降低贸易壁垒[29]、扩大贸易规模的目的[30]。可见，中国服务业拥有的科技创新人才数量越多、质量越高，越能吸引服务业外资进入并开展本地化经营[31]。亦即，高素质科技创新人才通过吸引外资进入，不仅可以提升中国本土企业的市场竞争力和对外资企业技术溢出的吸收与消化能力，而且有助于企业经营决策的科学性和企业资源配置决策的最优化[32]，最终提升创新型创业的成功概率。如果社会能够营造出良好的人才环境氛围，将对科技创新人才的创新能力及职业发展产生积极作用，进而激发科技创新人才的创业积极性[33-34]。总而言之，科技创新人才在外资进入与创新型创业之间起着重要的桥梁作用。由此，本文提出以下假设：

假设H2：科技创新人才在外资进入与服务业创新型创业的关系中起到调节作用。

良好的人才环境是培育科技创新人才的丰沃土壤，也是激发科技创新人才进行创业的内生动力，因而科技创新人才环境的优劣已成为各国或地区争夺优质人才的关键要素[35]。已有关于外资进入与创新型创业关系的研究成果中均隐含着一个假设：中国各地区之间的科技创新人才是同质的。但事实并非如此，中国各地区在经济发展水平、公共基础设施完善程度、人才激励政策制定与实施力度及市场开放程度等方面存在较明显差异，导致其在人才的引进、培养与使用等人才环境建设方面存在明显的非均衡性[36]，即中国不同地区之间科技创新人才的优劣程度存在明显的异质性[33，35，37]。需要提及的是，外资进入的本质并非为了提升东道国的经济发展水平，而是为了充分利用东道国的廉价劳动力和土地等资源，并凭借自身优质的技术能力与管理经验占领行业制高点，从而快速获得大量的超额垄断利润[38]。因此，中国各地区之间存在的科技创新人才非均衡的事实，可能是导致其在吸引外资的数量与质量上存在显著差别的核心原因。另外，外资进入中国后能否具有需求创造、竞争驱动和技术溢出等效应，既与外资内含的技术和管理的知识水平相关，更是与本地的人力资本水平密切关联[39]。由此，本文提出以下假设：

假设H3：受各地科技创新人才质量差异的影响，地区间外资进入强度的差异是影响中国服务业创新型创业区域不均衡的重要因素。

(一)模型设定

首先，为检验外资进入对中国服务业创新型创业的影响(假设H1)，本文构建双重差分(differences-in-differences，DID)模型(1)：

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

(1)

其中，i、j、f、t分别表示企业、四分位行业、省份和年份，SCfjit表示f省份的j行业的i企业在t年的创新型创业行为。Treatj是衡量外资进入自由程度的虚拟变量，外资进入自由度增大的行业赋值为1；
自由度不变的行业赋值为0。Postt是时间虚拟变量，表示外资管制放松政策冲击的时间，2002年以后各年份赋值为1，否则赋值为0。Mjt、Nit分别代表行业和企业层面的控制变量，企业层面的控制变量包括：企业劳动生产率、企业规模、政府财政补贴、企业所有制类型；
行业层面的控制变量包括行业竞争程度和行业关税。μi、μt分别代表企业和年份的固定效应变量，εijt为随机扰动项。

其次，为了检验科技创新人才是否在外资进入与服务业创新型创业之间存在调节作用(假设H2)，本文构建模型(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年的科技创新人才，用β3Treat×post02jt×Talentft三重交互项检验f省份在t年的科技创新人才是否调节了外资进入与服务业创新型创业之间的关系。

最后，为检验中国各地区的外资进入强度与中国服务业创新型创业区域不均衡之间是否存在关联(假设H3)，本文构建模型(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分别代表东部地区相对于中部和西部地区的服务业创新型创业活动的不平衡程度和外资进入强度的差异程度。

(二)变量设定及其数据来源

1.被解释变量

(1)创新型创业(SC)。现有研究并未对创新型创业给出明确的定义，只有少数学者界定了创业。熊彼特(Schumpeter，1934)从产业发展学视角提出创业是将资源进行创造性配置，以达到满足市场需求的目的，并由此创造出价值的活动[40]。张东生和刘健均(2000)指出，创业可以从以下两个维度界定：一是从无到有地创建新企业，即新企业的创建；
二是以一个有经营困境的企业为起点，创造出一个焕然一新的企业，即对原来企业进行转型升级[41]。而现有研究主要侧重于国家之间的创新型创业问题[1，5，42]，针对中国微观企业层面的研究成果较为鲜见。因此，基于现有为数不多的文献资料并结合中国实际情况，本文对于服务业创新型创业企业的范畴界定流程为：首先，从中国沪深两地交易所上市的A股第三产业企业中界定出服务业企业的样本，共计3 645家上市公司；
其次，参考杨等人(Young et al.，2018)[2]、杨小娜等(2019)[5]的研究，分别从客户需求、市场竞争和供给侧三方面判断企业在市场中的地位，进而判断其创业是属于模仿型还是创新型。第一步，进行题项设置：①需求方指标——企业的所有/部分/没有客户是否认为该服务产品是新的或者不熟悉的。这代表着企业创业机会是来源于模仿(至少有部分客户熟悉企业的服务产品)还是创新(没有类似的服务产品能满足现有的客户)。②市场竞争指标——是否有其他企业向你的客户提供相同的服务？该指标通过衡量竞争对手是否存在来表示市场竞争激烈程度。③供应方指标——该服务产品所需技术或程序的使用年限是1年/1—5年/大于5年。该指标通过衡量服务产品所需技术或程序的使用年限来考察其应用新颖程度。第二步，对反向编码题项①和题项③进行再编码，使其变成正向编码，即与题项②的方向相同。第三步，通过电子问卷调查的方式获得上述3个题项的数据，经过量化处理后，得到每个题项的分值。然后将各题项得分相加取其算术平均值，用以表示该企业的创新型创业值。其中，大于均值的赋值为1，表示创新型创业；
小于均值的赋值为0，表示非创新型创业。最终获得共计1 993家服务业创新型创业上市公司的数据。根据1 993家上市公司的名单，从同花顺数据库(https：//www.51ifind.com)查询其对应相关数据，得到1999—2020年续存时间至少为15年的企业有721家。

(2)服务业创新型创业的区域不平衡(Ration_SC(e-ms)t)，参考张宝友和汤晓君(2021)[43]的研究，Ration_SC(e-ms)t=(SCeit-SCmslt)/SCmslt，其中，SCeit、SCmslt分别代表东部地区(中西部地区)的第i(l)个服务业上市公司在t年的创新型创业值。以此类推，可分别计算出中部与东西部、西部与中东部服务业上市公司之间创新型创业的区域不平衡程度。

2.核心解释变量

(1)外资进入(Treat)。《目录》中将外资进入划分为鼓励、允许、限制和禁止四类。《目录》中鼓励和允许两条目大幅度增加的年份是2002年和2007年，但通过分析《目录》2007年修订版的政策实施效果，发现匹配后的数据平行趋势没有达到显著性要求。另外，已有文献表明，多数国内外学者均把2002年作为检验的时间节点[13，44-45]。因此，本文将2002年作为双重差分法检验的时间点。值得一提的是，2002版《目录》中的细分行业并未与《国民经济行业分类》(GB/T 4754—2017)中的一一对应。借鉴张宝友和汤晓君(2021)[43]的做法，从《国民经济行业分类》的4位码出发，采用手工匹配法与2002版《目录》进行对照，以确定中国上市服务业企业在《目录》中所处的细分行业。进一步考虑到中国2002年《目录》并非对所有服务业企业完全开放，通过对比2002年前后外资管制程度变化的行业，将中国服务业行业划分为政策鼓励、政策不变和政策限制三类行业，其中，双重差分法中的处理组是政策鼓励行业中的上市服务业企业，政策不变和政策限制类企业为对照组。

(2)科技创新人才(Talent)。一个国家或地区科技创新人才质量的优劣，主要体现在科技工作从业人员的数量与质量上。考虑到2009年后《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国第三产业统计年鉴》均将研究与发展(R&D)的科技活动人员、科学家和工程师指标去掉，以R&D人员折合全时当量替代。因此，本文科技创新人才的指标，在2009年之前用科技活动人员、科学家和工程师的总和来衡量，2009年之后则用中国各省份服务业R&D人员折合全时当量数占全国总数的比例来衡量，其数据来源于《中国第三产业统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》。

3.控制变量

4.外资进入的工具变量构建

模型(3)并非是双重差分法的回归模型，其中，外资进入强度的差异性可能导致内生性问题。因此，参考以往学者[43,45]的研究，通过构造距离指数(distanceindex，DI)与铁路密度(railway)的乘积这一工具变量来解决内生性问题，即IVij=DIij×railwayij。DI的计算方法为上市公司注册所在城市到最近港口的距离(单位：公里)的倒数乘以100，以此衡量各省份内上市公司与海外市场的接近程度(FMA)。计量模型(4)如下：

(4)

其中，i、j分别代表上市公司注册所在城市与距离最近的港口城市，其数据来源于百度地图。但由于距离指数只随面板数据的改变而变化，并不会随时间变化，因此在距离指数的基础上，加上铁路密度这一随时间变化而改变的外生变量，作为工具变量。铁路密度(railway)，是指某省份离其距离最近的港口城市所路过的所有省份的铁路密集度(具体到本文的计算过程中，取其滞后一期数据)。之所以选择铁路密度作为工具变量，是因为铁路自身属于非服务产品，且服务产品对铁路的依赖性不高。其中铁路密度数据来自《中国交通运输统计年鉴》。为了保证本文构建的工具变量确实有效，对其进行相关性检验。由检验结果可知，各省份外资进入与创新型创业之间的相关系数为0.723，通过了显著性检验；
此外，所得到的Kleibergen_PaaprkWaldF统计量在5%的水平上拒绝了“弱工具变量”的原假设。

(一)基准回归及动态效应

表1列(1)—列(3)是外资进入对中国服务业企业创新型创业的基准影响结果。其中，列(1)是在控制时间、行业和企业固定效应的同时，仅加入Treat×post02jt估计变量；
列(2)和列(3)是在此基础上，又加入了企业和行业层面的控制变量。结果表明，Treat×post02jt在各个回归中的影响系数均显著为正。由列(2)的回归结果(估计系数为0.061，且在1%的水平上显著)可知，在控制了其他因素后，与对照组的企业相比较，外资进入对实验组创新型创业的促进作用提升了6.1%。

为进一步考察外资进入对服务业企业创新型创业的影响是否存在时滞性和持续性，用Treatj×post02t×yrδ(δ=2002，2003，...，2020)替换基准回归模型中的Treat×post02jt×yrδ[47]。该估计系数刻画了在第δ年外资进入对服务业企业创新型创业影响的动态效应。列(4)中仅加入Treatj×post02t×yrδ，结果表明，外资进入对服务业创新型创业活动的促进效应在2002年不显著，但从2003年开始显著，且呈现逐年递增的趋势。列(5)加入了企业与行业层面的控制变量，相关结论依然成立。

关于控制变量的影响，本文研究结果显示：企业规模(scale)并不是影响服务业企业创新型创业活动的重要因素，即没有证据表明，企业规模越大，越具有“路径依赖和决策迟钝”等大企业病，从而不利于创新型创业。劳动生产率(Prod)和企业所有制(Ownership)对服务业企业创新型创业的影响显著为正，主要因为劳动生产率高的企业，经营服务流程复杂，科技含量高的高端服务产品占比较大，而外资进入给这些企业带来更多的合作交流机会，促进了其知识溢出效应，从而提升了其创新能力。国有企业由于自身独特的企业性质，相对于其他类型企业其中间品的获取与议价能力较低，无法充分利用外资进入后带来的正向激励，从而其创新能力提升不明显。政府财政补贴(Subsidy)对中国服务业创新型创业的影响显著为负。可能的原因在于，中国财政补贴的对象主要为国有企业，其缺乏对资金使用效率的有效监管。在行业层面，赫芬达尔-赫希曼指数(HHI)和行业关税(Tariff)对服务业创新型创业的影响分别显著为正和显著为负。这表明中国服务业创新型创业与竞争性的市场结构密切相关；
同时，中国服务业关税率的提升会抑制外资进入，最终会影响到创新型创业水平。在宏观层面上，地区经济发展水平(Gdp)和知识产权保护力度(Kcp)对服务业创新型创业的影响显著为正，即经济发展水平越高的地区，其服务业创新型创业的水平也越高；
并且有效的知识产权保护制度设计也为创新型创业营造了良好的营商环境。

表1 基准回归检验与动态效应检验

(二)双重差分法的有效性与稳健性检验

1.同趋势性假设检验

可否采用双重差分法分析外资进入与中国服务业创新型创业之间的关系，其前提条件需满足平行趋势假设，即需要考察实验组样本(外资进入管控放松的上市公司)与对照组(外资进入管控不变的上市公司)在政策冲击之前的结果变量(服务业创新型创业)是否具有相似的变化态势[48]。如图1所示，在外资管控放松政策实施的2002年之前，外资进入对中国服务业创新型创业的影响系数均不显著，影响系数真正开始显著的年份是2003年，且呈现持续上升趋势。这表明外资进入政策实施之前实验组与对照组企业的创新型创业的发展趋势基本一致，即本文中实验组与对照组的设计满足平行趋势假设。

图1 同趋势性假设检验结果

2.预期效应

为保证外资进入自由化政策实施的随机性，本文在基准双重差分回归模型的基础上引入交互项Treat×post01以检验服务业企业是否存在预期效应。如果Treat×post01的估计系数显著不为0，就意味着服务业企业在2002年前已经形成了提高创新型创业的预期，这样将导致双重差分法的估计结果存在偏差。加入交互项之后的估计结果如表2列(1)所示，结果显示，估算系数虽然为正但未通过显著性检验，说明预期效应不存在。表2列(2)是在此基础上再加入交互项Treat×post00的检验结果，其中，交互项Treat×post00表示《目录》修订前两年的时间虚拟变量，结果显示，其估计系数仍未通过显著性检验。上述检验结果表明，中国服务业企业在2002年《目录》修订前并未形成创新型创业的预期，即《目录》修订具有较强的外生性。

表2 双重差分法的有效性检验结果

3.两期双重差分法估算

伯特兰(Bertrand，2014)研究指出，多期双重差分法可能因序列相关问题而高估Treat×post02的显著性水平[49]。因此，本文以2002年《目录》修订这一政策冲击发生年份为界线，将样本分成1999—2001年和2002—2020年两个时间段，并求得两个时间段内各个变量的算术平均值，进而借助两期双重差分法进行重新估计，其估计结果见表2中的列(3)。结果显示，交互项Treat×post02的估计系数仍然显著为正，表明外资进入显著促进中国服务业企业创新型创业的结论依然成立。

4.安慰剂检验

本文虽然在模型(1)中加入行业特征变量以控制外资进入对样本的影响，但依旧无法确保其他行业特征的遗漏问题。因此，本文使用2002年《目录》修订前的1999—2001年的样本进行估算，即进行安慰剂检验。表2中列(4)的结果显示，Treat的估计系数不显著，说明本文所选取的实验组与对照组样本具有较好的对比性。

5.控制产业时间的趋势检验

企业在做创新型创业决策时，很有可能受到某些无法观测的产业特定因素影响。如果事实确实如此，那么处理组与对照组的结果会沿着不同的路径变化，进而导致有偏的估计结果。为了严谨起见，本文借鉴刘和邱(Liu & Qiu，2016)[50]的研究，将产业特定的线性时间趋势项(即αi×t)加入基准双重差分法模型进行估计，回归结果如表2列(5)所示。交互项的估计系数仍然显著为正，即表明提升外资进入水平有利于服务业企业的创新型创业[49]。

(三)科技创新人才的强化效应

前文验证了外资进入对中国服务业创新型创业的影响，但科技创新人才是否在它们之间具有积极的调节作用(即假设H2)仍未被验证。因此，本文接下来运用模型(2)进行估算，以检验假设H2成立与否。为了确保估计结果的稳健性，本文按以往学者[43]的研究，将样本划分为总体服务业和知识密集型服务业(1)根据中国《中国第三产业统计年鉴》统计的服务业类别，本文中的服务业包括“农林牧渔服务业(A，2位码：01-05)”“批发与零售业(F，2位码：51-52)”“交通运输、仓储与邮政业(G，2位码：53-60)”“住宿与餐饮业(H，2位码：61-62)”“信息传输、软件和信息技术服务业(I，2位码：63-65)” “金融业(J，2位码：66-69)”“房地产业(K，2位码：70)”“租赁和商务服务业(L，2位码：71-72)”“水利、环境与公共设施管理业(N，2位码：76-79)”“教育(P，2位码：83)”“文化、体育与娱乐业(R，2位码：86-90)”和“科学研究和技术服务业(M，2位码：73-75)”共12个产业部门，其中将“交通运输、仓储和邮政业”“信息传输、软件和信息技术服务业”“金融业”“科学研究和技术服务业”和“教育”5个部门归于知识密集型服务业，其他部门划入非知识密集型服务业。两类，以及东部、中部和西部(2)东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南；
中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；
西部地区包括广西、重庆、四川、陕西、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏、新疆和内蒙古。地区服务业，进行对比分析。表3的结果显示，科技创新人才与外资进入的交互项估计系数均显著为正，表明随着科技创新人才的增加，外资进入对中国服务业创新型创业的促进作用更为显著。

外资进入通过需求创造、人力资源积累、技术溢出和资源配置优化等渠道引发中国服务业创新型创业的可能性和积极性。在科技创新人才充裕的地区和知识密集型服务行业中，需求创造、人力资源积累、技术溢出和资源配置优化更加明显。此外，拥有更多优质科技创新人才的行业或企业本身就具有较强的科技创新能力，并且其更受进入中国市场的外部投资者的青睐，更有机会与外资进行合作，从而更容易解决创业时的融资难题。

表3 科技创新人才在外资进入与服务业创新型创业关系中的调节效应

(四)外资进入强度的差异是否引致服务业创新型创业在区域间的不均衡

运用模型(3)检验外资进入强度的差异是否引致中国服务业创新型创业在不同地区之间存在差别。表4的结果显示，在控制了行业/企业和年份的固定效应后，Ratio_Far的估计系数显著为正，表明在科技创新人才的调节下，东部地区的外资进入强度与中西部地区之间的差距逐渐拉大，其对服务业创新型创业的影响优势越发显著，最终出现东部地区与中西部地区服务业创新型创业的区域不均衡凸显的现象。本文在分别控制了行业、企业和年份的固定效应后，Ratio_Far的估计系数依然显著为正。综上可知，外资进入强度的差异是引致中国服务业创新型创业区域不均衡的重要原因。表4列(4)—列(6)的估计系数不仅显著为正，而且其值明显大于总体服务业的估计系数，表明外资进入强度差异对中国服务业创新型创业区域不均衡的影响更为明显。

表4 外资进入强度差异与服务业创新型创业区域不均衡关系检验

(五)稳健性检验

1.外资进入的指标测度

考虑到外资进入后既可以通过需求创新、竞争驱动等正向效应促进服务业创新型创业，又可以采用薪酬激励的方式吸引科技创新人才就业而抑制本土服务业企业的创新型创业。此外，本土服务业企业的服务产品也可能会出口。因此，借鉴巴里等(Barry et al，2005)[51]的研究成果，以企业劳动力为基础设计了服务业外资渗透度(Farl)指标来替代外资进入指标[50]。表5列(1)报告了这一回归结果，此时交互项的估计系数均显著为正，表明外资进入显著地促进了中国服务业企业的创新型创业，科技创新人才也依然存在正向调节效应。

2.对时间虚拟变量post02重新赋值

因《目录》修订的具体时间为2002年4月1日，基于估计结果准确性的需要，本文借鉴鲁等人(Lu et al，2017)[52]的研究，分别将2002年以后的年份赋值为1，2002年以前的年份赋值为0，2002年赋值为3/4，估计结果如表5列(2)所示。结果显示，Treat×post02的估计系数依旧显著为正，表明外资进入促进中国服务业企业创新型创业的结论并没有发生改变。

3.对分组虚拟变量Treat重新赋值

考虑到外资管制放松政策具有差异性(鼓励、允许、限制和禁止)，这对实验组样本即外资开放程度提高的行业存在政策差异，借鉴蒋灵多等(2018)[53]的研究成果，对Treat_new进行如下赋值：对比1997年版和2002年版的《目录》，如果外资开放程度保持不变的行业赋值为0；
对于外资开放程度提升的行业，如果提升级别为1级(如由允许转为鼓励)则赋值为1，提升级别为2级(如由禁止转为允许)则赋值为2，提升级别为3级则赋值为3。表5列(3)报告了具体的回归结果。从表中可以看出，虽然与基准回归中的估计系数相比，核心解释变量Treat×post02的估计系数有所减小，但仍然显著为正，表明外资进入确实能够提高中国服务业企业的创新型创业。

4.内生性问题

本文模型(3)并非是双重差分模型，使得在检验外资进入强度差异是否引致了服务业企业创新型创业区域间差异进一步扩张时，可能存在因反向因果而导致的内生性问题。基于此，本文使用滞后一期和前文设计的工具变量(IVij=DIij×railwayij)进行稳健性检验。表5列(4)和列(5)分别代表滞后一期和工具变量的回归结果。值得注意的是，无论是滞后一期还是工具变量，估计系数均显著为正，即回归结果依然稳健、可靠。

表5 稳健性检验结果

(一)异质性检验

前文的实证分析结果表明，外资进入促进了服务业企业的创新型创业。然而，服务业企业所处的区域环境、初始资源禀赋和企业性质等方面存在差异，同时，不同来源地的外资质量也不尽相同。在此背景下，外资进入对中国服务业企业的创新型创业的影响是否存在差异性？如能进一步对该问题展开讨论，将有助于中国外资管制政策的调整有据可依。因此，本文将从资本来源地、企业所有制、要素投入密集程度和企业规模四个方面进行分组检验，以考察外资进入对中国服务业企业创新型创业的异质性影响(见表6)。

表6 异质性影响效应

1.资本来源地异质性检验

为考察不同来源地的资本进入对中国服务业企业创新型创业的影响，本文按照来源地将进入中国大陆的资本划分为两类：一类是来自中国港澳台地区的投资(本文简称为“中国港澳台地区投资”)，另一类则是以欧美国家为主的投资(本文简称为“欧美地区投资”)。表6列(1)和列(2)分别报告了中国港澳台地区投资与欧美地区投资对中国服务业企业创新型创业的影响。结果显示，来自中国港澳台地区的资本对中国服务业企业创新型创业的影响显著为负，而来自欧美地区的资本对中国服务业企业创新型创业的影响显著为正。这表明不同来源地的资本进入对服务业企业创新型创业产生了差异性影响。

出现上述现象的原因可能在于：其一，从水平溢出视角看，来自中国港澳台地区来源的企业，无论是文化、语言还是习惯，均与内资企业有着相似之处，其提供的服务产品与内资企业存在着较大的竞争关系，因而挤出效应更为明显。但来自欧美地区的企业，在文化、语言和习惯上与内资企业存在互补关系，且其在管理经验与技术能力上通过正向示范效应，使内资企业获益，促进其创新能力的提高。其二，从垂直溢出视角看，来自中国港澳台地区的企业以出口加工贸易为主，与上下游内资企业的业务联系的紧密程度要弱于来自欧美地区的外资企业。同时，来自欧美地区的外资企业通过与中国内资企业业务之间的紧密联系，将先进的技术、管理经验及其高品质的服务中间品提供给上下游的内资企业，这将大大提升内资企业的创新能力，并且有利于内资企业生产成本的降低，实现资源的优化配置，从而为企业创新型创业奠定坚实的物质基础。

2.企业所有制异质性检验

中国的国有企业和民营企业在政府政策扶持、融资能力及经营状况等方面均存在明显的差异，因而吸引外资的能力以及对外资的使用效率也存在差别。因此，将中国内资企业按照所有制的不同划分为国有企业和民营企业两类，以考察外资进入对中国不同所有制服务业企业的差异性影响。表6列(3)、列(4)的回归结果显示，在国有服务业企业样本的回归中，Treat×post02的估计系数虽然为正却未通过显著性检验。与此相反，在民营服务业企业样本的回归中，Treat×post02的估计系数显著为正。这表明外资进入显著地促进了中国民营企业的创新型创业活动，但对国有企业的影响有限。

出现上述情况的原因可能在于：在外资大量进入之前，因信息不对称和政策干扰，国有服务业企业可以从银行那里获得充裕的资金，而民营服务业企业很难从金融市场上获得研发资金，即可能产生资源错配现象。不过，外资管制放松政策会导致大量外资进入，民营服务业企业不仅能够从上游外资服务业企业那里购买到品质更高、品种更多、价格更优惠的服务中间投入品，实现降本增效，而且能够直接获得融资资金来进行创新型创业。但是，国有服务业企业因拥有政策红利和优质资源，导致其缺乏与外资服务业企业建立业务联系的动力，因此，外资进入对其创新型创业的促进作用不显著。

3.要素投入密集度异质性检验

接下来，本文按照要素投入密集程度不同，将样本划分为知识密集型和非知识密集型两类，以考察外资进入对不同要素投入密集型服务业企业创新型创业影响的差异。表6列(5)、列(6)的结果显示，非知识密集型服务企业样本的Treat×post02的估计系数显著为正，但在知识密集型服务企业样本的Treat×post02的估计系数虽然为正，但未能通过显著性检验。这表明外资进入显著促进了非知识密集型服务业企业的创新型创业活动，但对知识密集型服务业企业的创新型创业活动的影响并不显著。

出现上述情况的原因可能在于：中国知识密集型服务业企业是创新能力强的高素质人才的集聚地，对外资知识溢出和技术溢出的吸收能力也较强。考虑到中国知识产权保护制度并非完备，外资企业会担心技术外溢而实行技术垄断，因而中国的知识密集型服务业企业较难从外资进入这一渠道获益。然而，对于非知识密集型服务业企业而言，其不仅注重设备等资本品的投资，而且更加注重研发创新投入。外资大规模流入后，非知识密集型(尤其是资本密集型)服务业企业的资本化程度将会加深，从而有利于企业的创新。

4.企业规模异质性检验

借鉴工业企业以销售额为划分规模大小的标准，本文首先计算得到第i个服务业企业在样本期间内的规模算术平均值Si，然后计算出每个行业所有企业在样本期间内的规模算术平均值Sall，如果Si大于Sall，则将第i个服务业企业划入大规模企业，反之则划入小规模企业。表6中列(7)、列(8)的结果显示，外资进入对中国服务业企业创新型创业的影响显著为正，并且外资进入对大规模企业的影响要明显大于对小规模企业的影响程度，即外资进入更能够促进中国大规模服务业企业的创新型创业活动。对此本文的解释是：其一，相对于小规模企业，大规模企业拥有更充裕的资金和高端人才，即使在外资进入过程中面对激烈的国际市场竞争时，也有能力开展创新活动，即来自境外的压力反而通过倒逼机制促使大型内资服务业企业开展研发活动或加大人力资本投资，从而推动企业的创新型创业活动；
其二，大规模服务业企业更有可能通过规模经济来实现降本增效的目标，进而缓解了企业的融资约束并提升企业的利润率，最终获得更多的创新型创业资金。

(二)作用机制检验

正如前文理论分析中所论述的，外资进入能够通过创新激励、人力资源积累、技术溢出和资源配置优化等渠道促进中国服务业企业的创新型创业。为验证上述作用机制是否成立，本部分在模型(1)的基础上增加渠道变量，构建模型(5)和模型(6)对上述作用渠道展开实证检验。

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变量。对于中介变量的指标选取，本文参考已有研究[32，54-55]，并结合前文理论分析过程设计如下：对于创新激励效应，本文借鉴唐保庆和任小燕(2020)[32]的研究，采用服务业企业的R&D投入存量衡量[32]；
对于人力资源积累效应，本文借鉴李磊等(2019)[54]的做法，采用人均受教育年限衡量人力资本积累水平，具体方法为：首先将每一种受教育水平按一定教育年限进行折算，其中，大学为16年，中学为12年，小学为6年，然后分别乘以企业内接受上述教育年限的具体人数，加总之和再除以企业总员工人数；
对于技术溢出效应，已有文献[55]主要通过测算全要素生产率(total factor productivity，TFP)来考察技术溢出效应存在与否，这是因为服务业上市公司年报中并不出现企业的中间投入数据，无法运用LP半参数估计法(Levinsohn-Petrin)计算，因此本文选择了OP(Olley-Pakes)半参数估计法。对于资源配置优化效应，本文借鉴唐宝庆等(2020)[32]的研究，以增加值/资本刻画平均资本效率，以此作为资源配置效率的代理变量。对于服务业增加值数据，本文基于“增加值=劳动者报酬+生产税净额+固定资产折旧+营业盈余”这一公式进行计算。其中，生产税净额=生产税-生产补贴。本文的逐步回归思路如下：在基准模型(1)外资进入对中国服务业企业创新型创业的估计系数显著为正的基础上估算模型(5)和模型(6)；
如果模型(5)中外资进入和模型(6)中中介变量的估计系数均显著为正，则表明外资进入可以通过中介变量作用于中国服务业企业创新型创业，属于部分中介效应；
如果模型(5)中外资进入的估计系数不显著，但中介变量的估计系数显著为正，则表明中介变量具有完全中介效应。

创新激励的检验结果见表7列(1)和列(2)。由结果可知，外资进入对中国服务业企业R&D投入、服务业企业R&D投入对创新型创业的估计系数均显著为正，表明外资的引入与使用对中国服务业企业的创新型创业的促进作用已经显现。即外资进入促使中国服务业企业增加R&D的投入量，而R&D的投入又通过研发设计、加强与外企合作等方式推动企业的创新行为。人力资源积累的检验结果见表7列(3)和列(4)。由结果可见，外资进入对人均受教育年限、人均受教育年限对中国服务业企业的创新型创业的估计系数均通过显著性检验。这表明外资是否进入不仅受中国服务业已有的科技创新人才数量与质量的影响，同时，外资进入也会通过跨境支付和自然人流动等模式提升中国服务业本土企业的人力资源素质，最终促进中国服务业企业的创新型创业活动。技术溢出的检验结果见表7列(5)和列(6)。列(5)中，外资进入对TFP的估计系数显著为正，说明外资进入有利于促进中国服务业企业TFP提升。列(6)中，TFP对中国服务业企业创新型创业的估计系数显著为正，说明TFP的提升有利于服务业企业的创新型创业。同时，外资进入的估计系数显著为正，说明TFP在外资进入影响中国服务业创新型创业的过程中发挥了部分中介效应。理论上，人力资源积累也会推动企业创新，因而应该把人力资源积累效应和创新激励效应同时放入模型进行中介效应的识别，以考察两者共同作用于中国服务业企业的创新型创业活动的叠加效应。但在实际操作中，创新激励样本(12 140)和人力资源积累样本(10 145)相对于原始样本都有缺失，且同时包含创新激励和人力资源积累数据的样本更少，不具备代表性。样本数量过少且不一致有可能导致回归结果与前面基准回归中的结果不具有可比性，因而本文并未采取上述做法。资源配置优化的检验结果见表7列(7)和列(8)。列(7)中，外资进入对包含资本、劳动力和技术在内的要素配置效率的估计系数显著为正，表明外资的引入与使用可以提升服务业企业资本、劳动力和技术等要素的配置效率，改善企业的经营绩效。在列(8)中，企业要素配置效率的估计系数显著为正，说明资本、劳动力和技术要素配置效率的改善有助于企业的创新型创业。同时，外资进入的估计系数显著为正，说明资本、劳动力和技术要素配置效率在外资进入与中国服务业企业创新型创业的关系中起到部分中介效应。

表7 作用机制检验结果

本文立足服务业市场开放引入外资进而影响中国服务业的创新型创业这一学术热点，从创新激励、人力资源积累、技术溢出和资源配置四个方面阐述了外资进入影响服务业企业创新型创业的理论逻辑，并利用1999—2020年中国721个服务业上市公司的微观数据开展实证研究。研究结果表明：中国服务业领域外资管制放松政策的稳步实施，有效促进了服务业企业创新型创业活动的开展，其作用渠道主要包括创新激励、人力资源积累、技术溢出和资源配置优化四个方面。外资进入对中国服务业创新型创业的影响存在异质性，而且充裕的科技创新人才起到积极的调节作用。中国科技创新人才发展存在区域不均衡现象，导致外资进入强度的差异也是中国服务业企业创新型创业区域不均衡发展的重要原因。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：首先，要坚持继续扩大服务业外资进入的自由化程度与范围，抓住服务业创新型创业发展的战略机遇。一方面，完善外资准入国民待遇加“负面清单”的管理模式，实现外资进入的便利化；
另一方面，通过简化行政审批流程、重视科技创新人才的培养、完善知识产权保护制度来改善中国服务业领域的营商环境质量，吸引更多更优质的外资进入中国。同时，还应该将引资原则由扩大规模转向提升质量，严格把关外资进入的质量。另外，资本来源地的异质性检验结果表明，来自中国港澳台地区的资本对服务业企业创新型创业的影响要弱于欧美地区的资本，然而，前者一直占据中国资本进入总额的较大比例，如何充分发挥中国港澳台地区的资本进入对服务业企业创新型创业的促进作用，应该成为今后政府工作的重点。其次，提升服务业企业的核心竞争力，完善中国服务业市场开放战略。面对日益开放的服务业国际市场，基于大规模企业更易利用外资实现创新型创业活动的事实，中国大型服务业企业可分别从技术创新、人力资本投资、获取技术(知识)外溢和资源配置优化等方面出发，提升自身的核心竞争力。中小型企业应根据国际服务业市场开放程度不断调整企业的核心业务，通过专业化经营手段与国外企业展开合作，并利用需求创造效应不断获取其技术外溢和人力资本积累，为日后的自主创新奠定基础。广大中小型服务业企业应积极融入全球一体化的时代大背景之中，充分利用外资实现自身生产要素在全球的优化配置。最后，科技创新人才差异引致的外资进入强度差异而导致服务业企业创新型创业存在的区域间不平衡性也应引起重视。企业应该通过完善相关制度给科技创新人才提供一个可发挥自身能力的平台，政府也应因地制宜地制定相关人才政策，缩小不同区域之间在科技创新人才发展方面的差距，推进其均衡协调发展。

猜你喜欢 创新型外资服务业 学校创新型人才培养的实践与思考教育家(2022年18期)2022-05-13新工科下创新型人才培养的探索中国市场(2021年34期)2021-08-29高校实践教学模式在创新型人才培养中的应用文化创新比较研究(2020年7期)2021-01-13巴斯夫推出创新型DURA-COLOR抗老化技术上海建材(2020年12期)2020-12-31中外资管合作大有可为中国外汇(2019年18期)2019-11-25人民币债券为何持续受到外资青睐中国外汇(2019年17期)2019-11-16自动化正悄然无声地重塑服务业英语文摘(2019年6期)2019-09-18外资进入A股：用其“利”防其“弊”中国外汇(2019年7期)2019-07-1320条稳外资措施将出台中国外汇(2019年21期)2019-05-21服务业:从一二三到三二一商周刊(2017年6期)2017-08-22

推荐访问:科技创新 中国 服务业