区位导向性产业政策的创新效应：基于中国服务外包示范城市证据

刘 胜 谭文静 陈秀英

一 引 言

我国历来高度重视科技创新发展，企业作为微观经济主体，在促进我国技术进步和塑造发展新动能新优势中扮演着越来越重要的角色。但随着我国加快迈入经济战略和结构调整阶段，诸如国内人口红利消失、环境约束力度加大等挑战日益突出，企业创新动力不足等深层次问题也逐渐显现。此外，中美科技博弈加剧，我国在半导体、芯片等关键核心技术领域也面临着被“卡脖子”的威胁，企业创新发展面对更为不确定的、更为复杂多变的国内外环境。在此背景下，如何更好地提升企业创新绩效并加快建设创新型国家引发各界广泛关注。党的二十大报告指出，应“加快实施创新驱动发展战略，加快实现高水平科技自立自强”，并要“建设现代化产业体系”。因此，立足构建高质量协同发展的产业生态体系视角，深入推进创新驱动发展战略，对建设创新型国家具有重要的现实意义。

经济全球化和服务经济的兴起使专业化分工日渐成为社会生产的主要模式，服务外包作为一种高增长、高附加值的新型国际分工形式，在全球范围内得到迅速发展。许多发展中国家希望通过承接并开展国际服务外包业务，更充分地借鉴国外先进技术和管理经验，提高区域服务业发展水平(张珺和张雨露，2012)[1]，强化创新前端—中端—末端的技术溢出效应，从而更好地促进其自主技术创新能力的综合提升(崔萍和邓可斌，2013)[2]。相较于国外服务外包产业发展而言，我国服务外包企业起步较晚、发展规模较小、承接服务外包业务技术含量较低，与知名跨国服务外包公司相比，尚缺乏足够的核心市场竞争力。为充分支持服务外包行业的发展，我国政府于2009年、2010年和2016年先后设立了深圳、北京等31个服务外包示范城市。

基于产业分工的理论视角，服务外包理应有利于促进企业的创新活动。但也有研究指出，企业只有在选择适合自身的外包模式和推进计划下，才能取得预期成功。现实来看，中国正逐步成为承接国际服务外包业务较多的国家之一，但其能否取得国际比较优势尚未有统一定论。杨丹辉(2009)[3]认为，全球外包分工体系并未因服务外包产业的发展而得到根本性改变，发包国中仍是发达国家占主导地位，而大多数发展中国家的接包企业处在被动接包的地位，长期从事单一的外包业务会在很大程度上影响自身技术成长路线，使得技术创新路径受阻。Dossani和Kenney(2004)[4]认为，大部分跨国公司会以外包订单、指导培训为条件促使接包方从事发展软件编码服务等低层次外包，这不利于接包方软件业的长远发展。胡水晶和余翔(2009)[5]基于2001—2008年中国软件离岸外包的数据，发现承接离岸外包业务在加快研发速度、强化经费投入和优化人员结构等方面带来积极效应的同时，也可能会抑制开拓性创新机会，并引致“技术陷阱”的风险。事实上，中国作为发展中国家在承接国际服务外包业务中仍处于较为被动的地位，在过于依赖外来的关键核心技术而忽视自身基础研究能力积累的情况下，从长远来看，企业创新活力也可能因此受到抑制。同时，若企业在服务外包浪潮中未能正确把握服务外包产业发展方向，盲目投入大量创新资源，也有可能会导致财务危机，发展势头下降。基于上述分析可知，关于服务外包发展战略能否取得预期效果并未达成一致，有着多重考量因素。本文感兴趣的是，在中国等转型经济体情境下，设立服务外包示范城市这一区位导向性产业政策(Place-Based Industrial Policy)能否赋能企业创新绩效提升，是会陷入“俘获陷阱”还是获得自主发展动力进而更好地提升创新绩效？如果能，背后的作用机制是什么以及存在怎样的异质性效果？

梳理文献可知，与本文内容相关的文献分为两支。第一支文献主要基于接包方视角去探讨承接服务外包业务对服务外包企业创新和区域技术创新的影响。接包方在承接来自发包方的服务外包业务时，在满足发包方要求基础上，还与发包方进行频繁的合作交流，接包方创新能力在此过程中也得到了提升(张慧颖和王江平，2012)[6]。在我国服务外包政策支持体系日趋完善和成熟的条件下，服务外包有利于加速创新技术升级进程(Chaminade和Vang，2008[7]；崔萍和邓可斌，2013[2])。研究表明，承接国际服务外包业务的企业在技术创新投入强度和技术创新产出方面均要显著高于没有承接国际服务外包业务的企业，并且企业规模和政府补助对承接服务外包企业技术创新产出有显著的影响(崔萍，2010)[8]。但国际服务外包对东道国的技术溢出效应不会自动产生，它在很大程度上取决于东道国接包企业的技术知识吸收能力，接包企业吸收能力对国际服务外包知识溢出及其技术提升起着关键作用(邓春平和毛基业，2012[9]；李元旭和谭云清，2010[10])。再者，任志成和张二震(2012)[11]选取江苏省三个服务外包基地中的软件服务微观企业调查数据进行实证研究，发现企业最可能通过人力资本这一技术外溢途径来提升自身的创新能力。进一步地，从城市层面来看，承接国际服务外包业务对城市技术创新能力的提高也有显著促进作用，其可从产业关联、人力培训与流动、示范联系三个溢出途径的正向效果来提高城市创新能力(李钧和黄琴琴，2015)[12]。据此可认为，城市服务外包能力的改善为当地企业创造了良好的创新环境，有利于促进企业创新绩效的提升。

第二支文献主要致力于研究企业创新能力的影响因素，如各项试点政策和措施对企业创新的影响。王姝勋等(2017)[13]利用倾向得分匹配和双重差分法考察实施期权激励对企业创新的影响，发现期权激励提高了企业专利产出量。陈玲和杨文辉(2016)[14]选取中国上市公司数据，利用倾向分值匹配方法，发现政府研发补贴对企业自主研发支出和创新绩效产生了明显的激励作用。郝项超和梁琪(2019)[15]采用我国上市公司数据，研究使用衍生品对冲外汇风险的行为对企业创新数量与质量的影响，发现外汇风险对冲能够促进中国上市公司创新。与上述研究视角不同的是，郭丰等(2021)[16]利用中国工业企业数据库和中国创新企业数据库，发现创新型城市建设显著提升了企业创新数量和创新质量，但对企业创新数量的提升效应更为显著。纪祥裕和顾乃华(2021)[17]基于城市面板数据，考察了知识产权示范城市建设对城市创新质量的影响，发现知识产权示范城市设立对提高城市创新质量有着显著的促进作用。尽管上述文献从多个维度研究了企业创新的影响因素，但这些文献较少从服务外包发展战略的角度出发，可能忽略了服务外包示范城市建设这一新兴区位导向性产业政策对企业创新绩效的影响。

相比已有研究，本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：第一，在研究视角上，已有文献对服务外包政策的研究多停留在理论梳理层面，而考察服务外包区位导向性政策与企业创新之间关系的研究较为匮乏。本文率先在微观层面系统评估了服务外包示范城市设立对实验组企业的创新效应，不仅丰富了企业创新影响因素的定量研究，也对评估服务外包示范城市政策的经济效应有一定贡献。第二，在研究方法上，相较部分未充分考虑到模型内生性问题的研究文献，本文对此给予了关注。我国分三个批次分别在2009年、2010年、2016年设立服务外包示范城市，以服务外包示范城市政策的实施作为一项准自然实验，采用多期DID法识别服务外包示范城市建设对企业的创新效应。第三，在研究对象和政策应用上，利用丰富的微观企业数据来进一步系统检验了服务外包示范城市设立对企业创新的传导机制和异质性影响，有助于厘清服务外包示范城市建设影响企业创新绩效的作用渠道，为后续精准施策提供更精细化的证据。

二 制度背景与研究假设

(一)制度背景

近年来，世界产业结构出现新一轮重大调整，呈现出以服务外包、服务贸易、高端制造和技术研发转移等为主要特征的服务经济形态，这为我国吸引优质资本、发展面向国际市场的现代服务业带来了新的机遇(刘胜等，2021)[18]。若我国能及时把握这一机遇，将发展重心转移到国际服务外包产业上，这不仅对转变我国外贸外资增长方式、扩大知识密集型服务产品出口有着重大意义，也有利于进一步促进产业转型升级和经济高质量发展。据此，我国商务部在《国民经济与社会发展第十一个五年规划纲要》中提出了关于“加快转变对外贸易增长方式，建设若干服务业外包基地，有序承接国际服务业转移”的要求。为更好地促进服务外包产业快速发展，优化出口结构，扩大服务产品出口，商务部决定大力实施服务外包“千百十工程”。2009年，国务院办公厅下发了《关于促进服务外包产业发展问题的复函》，批复了商务部会同有关部委共同制定的促进服务外包发展的政策措施，批准北京等20个城市为我国第一批服务外包示范城市，并在试点城市配备一系列鼓励和支持措施，加快服务外包产业发展。在2010年批准厦门为服务外包示范城市，最后在2016年批准沈阳等10个城市为服务外包示范城市。截至2021年，共有31个城市被批准为服务外包示范城市，为促进服务外包与企业创新深度融合提供了坚实的基础。

同时，梳理政策文本可知，我国各级政府在财政、税收、金融等方面出台了多项服务外包政策保障措施。例如，对符合条件的技术先进型服务企业，减按15%的税率征收企业所得税，少缴纳的企业所得税在企业中形成的留存收益有效地保障了企业现金流的通畅，较好地满足了企业技术外包快速发展的需要，为企业开展创新活动提供了相应的资金支持；其次，相关配套政策规定，每新录用一名大专以上学历员工从事服务外包工作并签订一年以上劳动合同的中央财政给予企业不超过每人4500元的培训支持；再次，中央财政对服务外包示范城市的公共服务平台设备购置及运营费用等给予必要的资金支持，中西部地区国家级经济技术开发区内的服务外包基础设施建设项目贷款，可按规定享受中央财政贴息政策(1)资料来源：《国务院办公厅关于促进服务外包产业发展问题的复函》。。

得益于此，我国服务外包业务蓬勃发展，对企业创新等产生了日益关键的作用。商务部公布的数据显示，2016年全国31个示范城市承接服务外包，执行额6931.5亿元，同比增长16.8%，其中离岸服务外包执行额4563.7亿元，同比增长15.9%，占全国的93.4%；示范城市全年新增服务外包企业3226家，新增从业人员84.2万人。截至2016年底，示范城市共有服务外包企业2.9万家，从业人员596万人，约占全国服务外包企业和从业人员的70%，贡献了超过90%的业绩。上述数据充分说明，服务外包示范城市的设立对促进我国服务外包产业聚集发展和培育壮大市场主体产生了重要作用(2)资料来源：商务部发布2016年服务外包示范城市发展情况，http：//info.zasto.org.cn/web/index/newest/getInformationCenterdetail？id=36b0e4f8b3c54fbfb851967b7ee265c7。。

(二)机制分析与研究假说

根据交易成本理论，关于中间投入服务，企业究竟是选择内部供应抑或是外包外购服务，主要取决于外部交易成本与内部管控成本之间的权衡。服务外包示范城市建设作为一种区位导向性产业战略或政策，其无疑会对企业内部管控成本、信息搜索成本及外部协调成本等产生明显影响。在服务外包示范城市建设背景下，人才、资本、知识等创新要素会在相关试点城市落脚聚集，“知识池”有利于促进企业间的信息技术共享，催生知识溢出效应，为推动企业创新发展营造良好的配套政策环境(艾时钟等，2016[19]；晏艳阳和谢晓锋，2019[20])。

相较于非服务外包示范城市，服务外包示范城市在财税政策、人才政策等方面对企业创新有所倾斜，如在设立服务外包示范城市时，商务部就规定对符合条件的技术先进型服务企业，减按15%的税率征收企业所得税；并且对符合条件的技术先进型服务外包企业给予人才培训支持，上述均为服务外包示范城市对企业创新的支持。而政府对企业的补助，直接或间接地增加了企业用于创新研发的经费，减轻了企业为开展创新项目投资而导致资金周转不足的负面影响，为企业创新绩效提升提供了基础条件(王薇和艾华，2018)[21]。此外，试点城市的先试先行向外界传递了“利好信号”，有利于吸引更多资金、技术和人才进入试点城市，为企业创新绩效改善提供有利的要素环境。具体来看，服务外包示范城市的设立可通过三个渠道来促进企业创新活动。

第一，服务外包示范城市设立有利于强化企业开发支出进而影响企业创新活动。企业开发支出是反映企业开发无形资产过程中能资本化形成无形资产成本的支出部分。在服务外包示范城市中，地方政府有足够的激励和能力对服务外包企业进行政策扶持及人才补助，帮助服务外包企业进一步强化其开发支出，以此在激烈的市场竞争中增强核心竞争力。事实上，从当前服务外包的业务种类来看，服务外包分为信息技术外包服务(ITO)和业务流程外包服务(BPO)，它们大多为基于IT技术的服务外包产业，业务开展需要依托新型技术。在当前数字经济转型背景下，服务外包企业的上下游客户也在大力推进数字化转型，为了能持续承接具有高信息技术承载度特点的业务，服务外包企业就会有较强的动机激励加大开发支出及研发投入，逐步提升创新能力，并通过规模经济效应等来持续改善服务供给流程的数字化水平，以更好地满足客户需求，维持自身利润率和竞争力。

第二，服务外包示范城市设立有利于促进资本深化，从而影响企业创新活动。相对来说，示范城市建设有利于在服务外包领域获得先行先试政策赋权及国家优惠政策，这将进一步吸引资本、劳动等创新要素在服务外包示范城市聚集，催生规模经济效应(Duranton和Puga，2004[22]；余时飞，2014[23])，并改善本地的劳动生产率和要素利用效率，促进服务外包产业及相关产业发展(刘乃全等，2021[24]；张海峰和姚先国，2010[25])。服务外包产业作为现代服务业代表之一，具有信息技术承载度高、资本密集度较高的特点。受当地服务外包政策激励的影响，试点区域企业可能会倾向于迎合政策导向，推动相关业务流程的转型，促进资本替代劳动，以规避劳动力成本逐步上升的劣势。而在资本深化的驱动下，先进技术设备和业务管理流程的采用也有利于激励企业更深度地开展技术创新活动，进一步改进自身的服务流程和解决方案，提升市场竞争力。

第三，服务外包示范城市设立有利于节约企业管理运营成本进而影响创新活动。根据集聚经济理论，服务外包示范城市及服务外包基地的集群化发展可以带来涵盖金融外部性、技术外部性在内的多种外部性收益(申朴等，2015)[26]。其不仅有利于通过扩大市场规模，基于产业分工细化、规模化生产及交易成本降低等渠道，节约企业管理运营成本进而作用于企业创新活动。还有利于通过改善当地经济密度，基于创新要素集聚、创新氛围形成及区域创新发展等渠道，降低企业管理运营费用，进而激励企业将更多的精力和资金用于研发创新活动(Koch和Strotmann，2006[27]；蔡茂森和顾丽琼，2010[28]；崔萍和邓可斌，2013[2])。

根据以上理论分析，提出假说1和假说2。

假说1：服务外包示范城市设立有利于促进实验组企业创新绩效提升。

假说2：服务外包示范城市设立可通过增加企业开发支出、降低劳动资本比和降低营业成本率来促进企业创新水平的提升。

三 研究设计

(一)计量识别策略

本文采用双重差分法来评估服务外包示范城市政策对企业创新的政策净效应。我国分三个批次在2009年、2010年、2016年设立31个服务外包示范城市，该政策冲击的时间并不一致。因此，采用多期双重差分法而非“一刀切式”双重差分法来评估服务外包示范城市政策对企业创新影响的净效应，具体模型如下：

Lnpatentsit=β0+β1treat*post+β2controlsit+γi+δt+εit

(1)

其中，i代表企业，t代表年份。被解释变量Lnpatentsit代表第i个企业第t年的创新水平，核心解释变量treat*post代表服务外包示范城市设立的事件冲击。controlsit代表一系列控制变量。γi和δt分别代表企业固定效应及年份固定效应，εit表示随机扰动项。本文重点关注核心解释变量treat*post的系数β1，它衡量了服务外包示范城市建设对企业创新的影响。此外，本文回归结果的标准误在企业层面聚类。

(二)变量选择

1.被解释变量(Lnpatents)。专利统计为技术变革分析提供了重要的数据指标，专利数据在数据质量、可获得性、详细的地区以及产业信息等方面具有独特优势，有鉴于此，本文借鉴郭金花(2021)[29]的研究，采用上市公司年度专利申请总数量加1取自然对数来测度企业的技术创新水平。

2.核心解释变量(treat*post)。根据服务外包示范城市设立与否，设置虚拟变量(treat)，将服务外包示范城市内企业的treat变量取值为 1，反之为0。同时，结合服务外包示范城市设立的时间(post)，生成政策虚拟变量交互项(treat*post)，即服务外包示范城市设立当年及之后的实验组样本核心解释变量为1，设立之前为 0，以此反映服务外包示范城市政策实施为企业创新带来的净效应。

3.控制变量。参考相关研究，为减少遗漏变量可能引致的估计偏误，本文还选取了以下控制变量：(1)财务杠杆(DFL)，用企业普通股每股收益变动率/息税前利润变动率衡量；(2)现金流量(cflow)，用企业经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值表示；(3)资产负债率(Lev)，用企业总负债与总资产之比衡量；(4)经济发展水平(lnpgdp)，用城市人均地区生产总值测度；(5)人口密度 (lndensity)，用城市总人口/城市行政区划面积测度；(6)信息化水平(lninternet)，用城市互联网用户数/城市总人口测度。

(三)样本选择与数据说明

本文选取2004—2020年CSMAR数据库中的中国上市公司数据进行实证研究。专利数据来源于国家知识产权局网站中的中国专利公布公告系统，另外，剔除了PT、ST、*ST类的上市公司样本，城市层面控制变量指标的数据均来自2004—2019年《中国城市统计年鉴》。

四 实证结果及分析

(一)识别条件检验

第一，平行趋势检验。如果在服务外包示范城市设立前实验组和控制组企业的年度专利申请总数变化趋势有着显著差异，那就无法通过平行趋势检验，也就无法用双重差分法评估服务外包示范城市设立对企业创新的影响。平行趋势检验具体操作为：构建11个年份虚拟变量，即pre5、pre4、pre3、pre2、pre1、current0、after1、after2、after3、after4、after5)分别表示被授予示范城市称号的前5年到后5年，为避免产生共线性，舍去了pre1，将这些年份虚拟变量作为解释变量进行回归。年份虚拟变量系数反映了特定年份实验组和控制组之间的差异，当政策时点前的年份虚拟变量系数不显著时，表明实验组和控制组通过了平行趋势检验。从图1可看出，交互项系数在90%的置信区间水平下在政策实施前并不显著异于0，说明实验组和控制组企业创新在服务外包示范城市政策正式实施之前不存在显著的差异，即满足平行趋势假设。

图1 平行趋势检验图

第二，采用事件研究方法来呈现服务外包示范城市时点政策的年度动态效应，回归结果如表1所示。在逐一加入控制变量后，从时间周期来看，服务外包示范城市设立对企业产生的创新促进效应在试点前5年并不显著，这再次印证了实验组和控制组符合平行趋势检验设定。而政策发生时点后5期的年份虚拟变量系数均显著，说明服务外包示范城市建设对样本企业产生了显著的创新激励效应。

表1 年度动态效应检验

(二)基准检验结果

表2为服务外包示范城市设立影响企业创新水平的基准回归结果。列(1)为未加入控制变量的政策效果，列(2)—列(7)为依次加入控制变量的政策效果。结果均显示，服务外包示范城市建设有利于显著地提高企业创新绩效水平，从而验证了假说1。

表2 基准回归结果

(三)稳健性检验

为检验基准回归结果的稳健性，接下来将从运用PSM-DID方法、安慰剂检验、控制实验组时间趋势、更换被解释变量、排除同期政策干扰等方面开展稳健性检验。

一是运用PSM-DID方法。首先，基于核匹配法进行平衡性检验，得到实验组和控制组在匹配前后的差异及其显著性。由表3平衡性检验结果可知，度量两组间协变量标准化均值的偏差%bias，匹配后协变量的%bias小于10%，且明显小于未匹配前的%bias，%bias的绝对值较匹配前大幅下降了82.2%～97.4%，说明对于这个协变量来说，两组间并无差距，通过平衡性检验。进一步地，表4列(1)为运用PSM-DID法的回归结果，交互项系数在5%的水平上显著。

表3 倾向得分匹配平衡性检验

表4 稳健性检验回归结果

二是虚构实验组进行安慰剂检验。随机选取31个城市作为实验组，其他城市作为控制组，再为每个实验组个体随机抽取一个时间作为政策时点，生成“伪政策虚拟变量交互项”，将模型(1)重复1000次回归，则会得到1000次“伪政策虚拟变量”的估计系数、标准误和P值，最后绘制出1000个“伪政策虚拟变量”t值的核密度图(如图2所示)。结果显示，大部分随机抽样结果的t值集中在零点附近，且都小于基准回归估计结果对应的t=4.20，这表明本文结果不太可能受到其他政策或随机性因素的影响。

图2 t值的核密度图

三是控制实验组时间趋势。为控制实验组与控制组面临的不同时间趋势的影响，虚构政策发生时间点，将政策发生时点往前推3年，即把我国分三批设立服务外包示范城市的时间点虚构为2006年、2007年、2013年，再与相关政策虚拟变量形成交互项did1进行模型(1)中的固定效应回归。由表4列(2)可发现，虚构政策发生时点交互项系数并不显著，说明实验组和控制组城市企业创新水平变动趋势的确是不存在系统性差异的。

四是更换被解释变量。本文使用企业申请实用新型专利总数以及企业国内已申请发明专利数量作为被解释变量，其中国内已申请发明专利数量加1后取对数处理，分别进行模型(1)回归。根据表4列(3)和列(4)回归结果，交互项系数均在5%的水平上显著，说明无论采用何种代理变量，回归结果均与前文基本一致，服务外包示范城市政策对企业创新有促进效应这一核心结论未发生实质性变化。

五是排除同期政策的影响。在推行创新驱动发展战略、构建国家创新体系的进程中，我国不仅实施服务外包示范城市政策来推动创新型国家建设，还会实施其他政策来同时发力。并且在设置政策虚拟变量treat时，由于无法对同时期其他政策效应进行排他性估计，这将会使估计结果存在系统性偏误。基于上述分析，本文考虑了同期相关政策如创新型城市试点政策的影响。我国服务外包示范城市政策的实施时点为2009年、2010年、2016年，在此期间，我国在2008年设立深圳为首个创新型城市试点，截至2016年底，先后确立了61个创新型城市建设试点，同样截至2016年底，我国共设立了31个服务外包示范城市，而其中有26个城市也为创新型城市建设试点。为此，若要单独考察服务外包示范城市政策对企业创新的影响，则要排除创新型城市试点政策干扰。本文剔除这26个城市样本后再进行回归，回归结果如表4列(5)所示。在排除同期政策干扰后，交互项系数0.979较之前的0.666有所提高，且在1%的水平上显著，与基准回归结果保持一致，这进一步表明服务外包示范城市的设立会提高企业创新水平。总体而言，回归结果并没有发生实质性的改变，再次验证了假说1。

(四)机制检验

根据研究假说2，服务外包示范城市设立主要通过增加开发支出、降低劳动资本比、降低营业成本率等路径来促进企业创新。借鉴现有文献的做法，使用三重差分模型来检验服务外包示范城市设立对企业创新绩效的影响路径，具体回归模型构建如下：

Lnpantentsit=β0+β1channelsit*treat*post+β2treat*post+β3treat*channelsit+

β4post*channelsit+β5channelsit+β6controlsit+γi+δt+εit

(2)

其中，channelsit代表机制变量，开发支出(DE)为企业无形资产开发阶段的支出部分；劳动资本比(LAR)用企业员工人数与企业总资产的比值衡量；营业成本率(OCR)为企业营业成本与营业收入的比值，其他变量含义同上。三重差分系数(即β1)含义为：相较于没有机制变量影响的政策净效应，有机制变量影响的政策净效应是否更突出。表5结果显示，加入机制变量后，核心解释变量treat_post系数较基准回归中treat_post系数0.666均变大。从列(1)中可以看出，开发支出与核心解释变量所构成的三重差分项treat_post_DE系数在1%的水平上显著为正，表明相较于低开发支出企业，高开发支出企业的创新水平更高，服务外包示范城市建设有利于强化企业开发支出进而促进企业创新绩效改善。列(2)结果显示，劳动资本比与核心解释变量所构成的三重差分项treat_post_LAR系数在10%的水平上显著为负，表明相较于劳动资本比更高的企业，低劳动资本比企业的创新效应更明显，换言之，服务外包示范城市建设可以通过资本深化渠道来促进企业创新绩效提升。列(3)结果显示，营业成本率与核心解释变量所构成的三重差分项treat_post_OCR系数在10%的水平上显著为负，表明营业成本率越低的企业，创新绩效越高，服务外包示范城市建设有利于降低企业的营业成本，使其能有更多的资金投入到新产品和新技术的研发活动之中。

表5 机制检验结果

五 进一步分析

在明确了服务外包示范城市建设与企业创新之间内在联系后，鉴于服务外包示范城市建设的政策效果并不是均一化的，可能会因企业高管团队年龄特征、所处地理位置、融资约束程度、不同创新阶段、供应链集中度等而存在差异。因此，接下来进一步分析该试点政策对企业创新的异质性影响。

(一)高管团队年龄特征的异质性分析

高层梯队理论认为，高管团队成员的年龄、教育、资历以及职权结构特征会影响到团队决策，进而影响到组织绩效与战略选择。正如孙凯等(2019)[30]指出，通常而言，高管团队平均年龄越大，越不利于在风险情境条件下通过激烈变革来提升企业绩效。尽管年龄较大的高层管理者具有丰富的阅历和管理经验，但年龄特征导致的风险厌恶可能会促使其做出更加保守的选择，使企业错失绝佳的发展机会，进而可能会影响企业发展。年长的高管因年龄增长带来的生理和心理变化而倾向于选择风险较低的决策，而相对年轻的高管则会更为偏好风险，倾向于在财务决策中采取风险性策略，如进行更多研发投资等，因此，在较高不确定性环境下，具有创新冒险精神的年轻团队更倾向于动用外部服务外包力量来促进企业创新。本文计算每年企业高管团队的年龄均值，以年龄中位数为临界值，高于临界值的企业归入年长高管团队组，否则纳入年轻高管团队组。根据表6列(1)和列(2)结果，服务外包示范城市设立对具有年轻高管团队企业的创新绩效提升更为显著。可能原因在于：服务外包产业是现代高端服务业的重要组成部分，作为一种附加值大、信息技术承载度高以及国际化水平高的区位导向性产业，相较于年长的管理团队，年轻的高管团队对其包容度相对更高，更能在充满竞争的不确定性环境中把握机会，为企业带来相应的竞争优势。在国家设立服务外包示范城市的背景下，示范城市中具有年轻高管团队的企业将有更大的概率会跟随政策导向调整自身战略选择，积极依托各类服务外包业务促进企业创新绩效提升。

表6 异质性检验结果Ⅰ

(二)企业所处地理位置的异质性分析

由于不同地区在服务外包和研发创新上的先天资源禀赋和后天政策环境存在较大差异(3)2017年，商务部对31个服务外包示范城市开展了综合评价，东部地区18个示范城市综合得分平均值为115.9分，中部地区8个示范城市综合得分平均值为79分，西部地区5个示范城市综合得分平均值为75.9分，东部地区示范城市的服务外包产业发展水平明显高于中西部地区。，因而需进一步评估该政策实施对不同地区企业样本的影响。本文将样本分为两组，设置虚拟变量location，若企业位于东部地区示范城市，虚拟变量location设为1，若企业位于中西部地区示范城市则设为0。基于此，利用模型(1)进行分组回归。表6列(3)和列(4)结果显示，位于东部地区示范城市的企业创新激励效应远高于位于中西部地区示范城市的企业。可能原因在于：中国政府高度重视服务外包产业发展，现已形成了以上海为龙头的长三角地区、以深圳为龙头的珠三角地区、以北京、大连为代表的环渤海地区等服务外包聚集区，北京乃至整个东北、华北地区丰富的教育资源和人力资源又为服务外包发展提供了强大支撑。与中西部地区相比，东部地区在产业集聚水平、基础设施状况、人才培养培训体系、非劳动力要素成本等方面优势明显，且市场化程度更高，资金、人才、技术等要素流通也更为通畅，服务外包示范城市政策实施在东部地区能得到更为有效的反馈与响应，同时各类要素聚集也为保障服务外包示范城市政策的创新效应提供了良好的基础条件。

(三)企业融资约束程度的异质性分析

熊彼特创新理论认为，资金可获得性会对企业技术创新产生影响。企业创新活动收益有着较高的不确定性，且会面临着创新过程中的信息不对称和较高的委托代理成本等问题，由此可能会导致企业面临较为严重的外部融资约束，进而阻碍企业创新活动的开展(周开国等，2017)[31]。国家对服务外包示范城市提供了财政资金支持、税收优惠、金融支持等一系列配套措施，为缓解企业融资约束、增加企业研发资金提供了一定的资金扶持。参考鞠晓生(2013)[32]测算企业融资约束程度的方法，仅使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建成融资约束变量SA，并参考卢盛峰和陈思霞(2017)[33]的衡量方式，融资约束度FC即用企业SA指数绝对值的对数值来表示。本文以样本期内企业融资约束度FC的中位数为临界值，高于临界值的企业归入高融资约束组，否则纳入低融资约束组。表6列(5)和列(6)结果表明，服务外包示范城市设立对低融资约束度企业创新水平有显著促进效应，对高融资约束度企业创新水平的影响则不明显。

(四)企业不同创新阶段的异质性分析

根据企业现有知识或技术路径的偏离程度和市场细分偏离程度，可将企业创新绩效分为开发性创新绩效和探索性创新绩效(Benner和Tushman，2003)[34]。发明专利对市场来说是新的开发，需要较广的知识整合，可体现企业的探索性创新成果；而实用新型与外观设计专利多集中于技术改进，可体现企业的开发性创新成果(Arndt和Sternberg，2000)[35]。因此，既有文献通常使用发明专利数衡量探索性创新绩效，用实用新型与外观设计专利数衡量开发性创新绩效。借鉴这一做法，本文将创新绩效区分为探索性创新绩效和开发性创新绩效来研究服务外包示范城市建设对企业创新绩效影响的异质性，利用模型(1)进行回归。表7列(1)和列(2)结果表明，相较于企业的探索性创新绩效，服务外包示范城市设立对企业开发性创新绩效有显著促进效应。一个可能的解释是：服务外包产业中信息技术外包服务(ITO)、技术性业务流程外包服务(BPO)及技术性知识流程外包(KPO)更依赖实用新型与外观设计专利用于技术改进。从融资角度看，服务外包示范城市建设会为企业提供更多的税收优惠机会，如15%的所得税税率。所得税税收优惠额是企业研发活动的一种外部融资资金，使企业有较低的融资约束程度，相较于探索性创新阶段，企业进行开发性创新更易受益于税收优惠(Jansen et al.，2006)[36]。其次，囿于资金的有限性，企业往往需要在开发性创新和探索性创新之间进行取舍，探索性创新需付出较长的研发时间、具有较高的结果不确定性且是远离组织现有行为的创新，而开发性创新结果更具有确定性，也能更快取得成果并得到更清晰的反馈(March，1991)[37]。因此，服务外包示范城市政策的实施能更好地激励企业将有限资金用于开发性创新活动之中。

表7 异质性检验结果Ⅱ

(五)企业供应链集中度的异质性分析

服务外包示范城市建设通过促进发包方和接包方空间集群，以及强化与供应商等上游企业和销售商等下游企业的前后向产业关联来实现技术溢出和扩散，为提升企业技术创新能力提供了供应链外部性(崔萍和邓可斌，2013)[2]。因此，企业创新能力也会受到上下游供应链集中度差异的影响，供应商(客户)集中度会影响供应链合作伙伴进行知识和信息等核心创新要素的共享意愿。

本文采用供应商(客户)集中度赫芬达指数来衡量供应商(客户)集中度，用前五大供应商(客户)销售额占总销售额(采购额)比率平方之和来表示，供应商(客户)集中度赫芬达指数越大代表供应商(客户)集中度越高。本文以样本期内企业供应商(客户)集中度赫芬达指数中位数为临界值，高于临界值的企业归入高集中度组，否则纳入低集中度组。根据表7列(3)—列(6)回归结果，服务外包示范城市设立对高供应商(客户)集中度企业创新有显著促进效应，对低供应商(客户)集中度企业创新则未产生实质性影响。原因可能是只有当企业的供应商和客户数量较少时，供应商(客户)的集中度才较高，此时双方的交易金额较大且依存程度较高，进而呈现出相对稳定的关系状态。着眼于长远发展，与企业依存程度较高的供应商或客户有更强的意愿与企业进行知识和信息共享，基于此，企业创新能力得到相应的提高(吉利和陶存杰，2019)[38]。因此，服务外包示范城市政策的创新效应对高供应商(客户)集中度的企业而言更为显著。

六 结论与启示

在生产分工深化和全球价值链重构背景下，企业在生产和管理环节中面临“内附”抑或“外包”的多元化选择，服务外包发展区位导向性产业政策能否助推企业更好地使用生产性服务要素、专注于自身创新能力的提升？目前学界对上述问题还欠缺系统性的理论及经验研究。为此，本文基于产业分工理论，利用中国A股上市公司数据库和企业专利数据库，以国家服务外包示范城市的设立为一项准自然实验，运用多时点DID方法就服务外包示范城市建设对企业创新水平的影响、作用机制及其异质性进行了系统的讨论，得到的主要结论为：(1)服务外包示范城市建设显著提升了企业创新水平。经过倾向得分匹配法(PSM)、缓解样本选择偏差、控制时间趋势效应、更换被解释变量、排除同期政策干扰等一系列稳健性检验后，上述结论依然成立。(2)服务外包示范城市建设通过增加企业开发支出、促进资本深化和降低营业成本等路径显著提升企业创新水平。(3)进一步地，本文还考察了服务外包示范城市建设对企业创新水平的异质性影响。从企业高管特质来看，服务外包示范城市建设对具有年轻高管团队企业创新水平的效应显著高于具有年长高管团队的企业。从企业所处地理位置来看，服务外包示范城市建设对位于东部地区示范城市企业创新水平的效应显著高于位于中西部地区示范城市的企业。从企业融资约束程度来看，服务外包示范城市建设对融资约束程度低企业创新水平的效应显著高于融资约束程度高的企业。从企业所处创新阶段来看，服务外包示范城市建设更有利于提升企业的开发性创新绩效。此外，从企业供应链集中度来看，服务外包示范城市建设对高供应链集中度企业创新水平的影响显著高于低供应链集中度的企业。

基于上述结论得到以下政策启示：(1)在总结服务外包示范城市建设经验基础上，可考虑逐步增设和扩围符合条件的服务外包示范城市，促进服务外包示范城市高质量发展。同时，需进一步完善现有服务外包示范城市的政策创新环境，通过技能培训和素质教育培养创新型复合人才，加快科技成果研发、孵化转化和推广应用，推动服务外包技术创新、服务模式创新以及体制机制创新。其次，完善服务外包园区创新链功能，以此集聚更多的人才、资本、技术、知识等创新要素，充分发挥集聚经济效应，以降低企业经营成本并促进企业创新绩效提升。(2)在大力发展离岸服务外包产业的同时，也可通过财税政策激励培育有自主知识产权、自主品牌的国内服务外包企业，实现由被动接包方到主动发包方的转变，促进离岸与在岸业务、接包与发包业务协调发展，从根本上提升企业自主创新能力，规避“俘获效应”，促进本地现代服务业的外包水平和质量升级。(3)由于服务外包产业有信息技术承载度高的特点，且属于资本或知识密集型产业，本文亦发现促进基于资本深化的资本替代劳动可有效提升企业创新绩效，为此可对企业购买用于研发创新的机器设备给予一定税收补贴，激励企业加大资本投入，为创新水平提升营造良好的政策氛围。(4)异质性分析显示，服务外包政策的实施不应“一刀切”，而是要精准施策。例如，针对高管平均年龄普遍偏大的企业，应进一步优化管理团队年龄结构尤其是提升年轻高管比例。相较于年长的高管成员，年轻的高管成员在推动服务经济转型等不确定性较高的战略决策时会更加果断，从而能快速把握服务外包产业的市场动向，及时调整战略结构，投入更多资金用于开发性创新阶段的研究；此外，还可通过加强东中西部地区之间的合作，充分发挥中西部地区的相对优势，鼓励东部地区企业到中西部地区进行投资与创新创业活动，发挥中西部地区中心城市人才资源密集以及人力成本较低的相对优势，在政策、法律环境方面，给予一定的政策优惠倾斜，加快中西部地区的服务外包发展，进而促进区域经济的协调发展。再者，服务外包政策对融资约束程度低企业的创新效应更为显著，可多措并举为企业创造更为宽松的融资环境，如健全政府金融支持平台，完善以市场为导向的金融服务支持体系，从而构建多元化风险投资和融资渠道。最后，可逐步探索建立科技银行和公共服务平台，完善高科技行业企业贷款担保信用体系建设，为企业开展服务外包业务提供更充足的贷款支持，进而激励企业将更多资金投入到技术创新活动中。(5)通过服务外包示范城市建设，优化服务外包发展的社会配套环境，将促进服务外包产业发展作为增加就业机会、推进产业结构调整、转变外贸发展方式的重要途径，驱动服务外包业务的高技术、高附加值、高品质和高效益发展，助力构建有利于企业创新发展的优质服务外包生态系统。