外商直接投資與企業(yè)家精神

許和連 梁亞芬

(湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

中國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”成為國(guó)家戰(zhàn)略的背景下，李克強(qiáng)總理在2018年《政府工作報(bào)告》中首次提出要打造“雙創(chuàng)”升級(jí)版，即以企業(yè)家精神培育為主體，弘揚(yáng)敢于進(jìn)取、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的企業(yè)家精神。企業(yè)家精神(Entrepreneurship)是一種不斷創(chuàng)新的精神，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的推動(dòng)力量(Schumpeter，1934)。全球創(chuàng)業(yè)觀察(Global Entrepreneurship Monitor，GEM)的企業(yè)家精神定義為：“任何嘗試新創(chuàng)業(yè)或新業(yè)務(wù)的企業(yè)、個(gè)體、團(tuán)隊(duì)或已建立業(yè)務(wù)的自營(yíng)職業(yè)進(jìn)行新業(yè)務(wù)組織或擴(kuò)大現(xiàn)有業(yè)務(wù)的行為”，并將技術(shù)型創(chuàng)業(yè)定義為“從事創(chuàng)造潛在新興和陌生技術(shù)產(chǎn)品或服務(wù)的創(chuàng)業(yè)”(GEM Global Report 2017—2018)。由于技術(shù)的進(jìn)步能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)型(Wennekers et al.，2005)，因而技術(shù)型創(chuàng)業(yè)能夠較好體現(xiàn)企業(yè)家精神，這應(yīng)當(dāng)是能夠與“雙創(chuàng)”精神契合。

在研究企業(yè)家精神過(guò)程中，如何去衡量企業(yè)家精神是非常重要的問題。目前尚無(wú)公開認(rèn)可的測(cè)度企業(yè)家精神的方法，一般使用自我雇傭比率、企業(yè)進(jìn)入率和退出率、企業(yè)所有權(quán)比率等方法(Albulescu et al.，2014)，還有學(xué)者測(cè)度專利申請(qǐng)量、R&D經(jīng)費(fèi)支出等(程俊杰，2016)。此外在研究企業(yè)家精神過(guò)程中，研究企業(yè)家精神影響因素涉及個(gè)體特征因素(Lu et al.,2010)、企業(yè)因素(王德才 等，2013)、經(jīng)濟(jì)因素(Albulescu et al.，2014)、文化因素(Wennkers et al.，2005；李新春 等，2017)和制度因素(田畢飛 等，2018)等。

外商直接投資作為主要的國(guó)際資本流動(dòng)方式，不僅對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)的外部環(huán)境產(chǎn)生重要影響，還會(huì)影響潛在企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)條件和心理特征。《世界投資報(bào)告》顯示，2017年中國(guó)吸收外資在全球排名中位居第二。因此，研究外商直接投資對(duì)企業(yè)精神的影響，就顯得非常重要。有關(guān)外商直接投資與企業(yè)家精神關(guān)系最早的文獻(xiàn)，這始于Grossman(1984)研究基于開放經(jīng)濟(jì)的企業(yè)家精神，進(jìn)而分析了貿(mào)易和外資自由對(duì)企業(yè)家階層規(guī)模的影響。目前，學(xué)術(shù)界已有許多關(guān)于FDI影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)，但并未得出一致結(jié)論，大致可歸分為三類：FDI對(duì)創(chuàng)業(yè)的“促進(jìn)論”(邱立成 等，2017)、“抑制論”(王戴黎，2014)和“雙刃劍論”(Albulescu et al.，2014)。Borenztein et al.(1998)提出的“發(fā)展門檻”的概念認(rèn)為，東道國(guó)FDI要發(fā)揮正面溢出效應(yīng)，存在一定的基礎(chǔ)設(shè)施和勞動(dòng)技術(shù)水平門檻；劉鵬程等(2013)基于42個(gè)國(guó)家GEM數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)東道國(guó)創(chuàng)業(yè)存在動(dòng)態(tài)影響，短期內(nèi)表現(xiàn)為抑制作用，長(zhǎng)期內(nèi)為促進(jìn)作用?？梢?，學(xué)者研究外商直接投資對(duì)企業(yè)家精神的影響并未達(dá)成共識(shí)。

綜上，本文通過(guò)整理全球創(chuàng)業(yè)觀察(GEM)數(shù)據(jù)庫(kù)收集到8146個(gè)中國(guó)企業(yè)家問卷樣本，通過(guò)二階段IVprobit方法和中介效應(yīng)分析方法，研究外商直接投資對(duì)企業(yè)家精神的影響。由此，本文的可能創(chuàng)新之處在于：第一，進(jìn)一步拓展了關(guān)于企業(yè)家精神的定義，完善了企業(yè)家精神的測(cè)度方式；第二，現(xiàn)有對(duì)FDI與企業(yè)家精神的研究大多只涉及單一層面的因素，本文則跨層面研究了行業(yè)FDI對(duì)個(gè)體微觀層面企業(yè)家精神的影響；第三，嘗試探討FDI如何影響個(gè)體層面上創(chuàng)業(yè)者決策和行為的內(nèi)在機(jī)制。

二、理論分析及假設(shè)提出

(一)FDI影響企業(yè)家精神的內(nèi)在機(jī)制

企業(yè)家精神研究的主體是由“個(gè)體-團(tuán)隊(duì)-企業(yè)-行業(yè)/區(qū)域-國(guó)家”嵌套而成，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的核心動(dòng)力來(lái)源于企業(yè)家個(gè)體(Lu et al.，2010)。根據(jù)傳統(tǒng)的職業(yè)選擇模型，個(gè)體主觀因素對(duì)其是否能夠成為企業(yè)家有著重要影響。不同的宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，潛在創(chuàng)業(yè)者具有不同的心理特征，宏觀因素FDI通過(guò)影響微觀因素進(jìn)而再作用于個(gè)體企業(yè)家精神。潛在創(chuàng)業(yè)者具備主觀能動(dòng)性，擁有選擇、內(nèi)化、執(zhí)行的空間(Raaijmakers,2015)。個(gè)體之所以選擇成為企業(yè)家，主要取決于以下三方面因素：第一，經(jīng)濟(jì)社會(huì)中是否存在企業(yè)家機(jī)會(huì)待挖掘；第二，個(gè)體是否具備資源獲取能力和適應(yīng)性能力(Bhide，2000)；第三，成為企業(yè)家能否帶來(lái)更高的利潤(rùn)收入，而創(chuàng)業(yè)效能又受到企業(yè)家技能和企業(yè)家文化環(huán)境影響(Jovanovic，1994)。個(gè)體特征、感知?jiǎng)?chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、獲取資源和外部環(huán)境構(gòu)成了個(gè)體、組織、過(guò)程和環(huán)境四個(gè)維度的重要因素，是創(chuàng)業(yè)或企業(yè)家精神影響因素(Gartner，1985)。當(dāng)被調(diào)查者感知到創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、具備創(chuàng)業(yè)技能和企業(yè)家文化網(wǎng)絡(luò)時(shí)，其成為企業(yè)家的概率明顯提高(劉鵬程 等,2013)。而社會(huì)因素對(duì)個(gè)體企業(yè)家精神的影響關(guān)鍵在于潛在創(chuàng)業(yè)者感知機(jī)會(huì)、技能提高和網(wǎng)絡(luò)拓展(鄭馨 等,2017)。

(1)FDI通過(guò)企業(yè)家機(jī)會(huì)感知影響企業(yè)家精神。外資進(jìn)入有助于促進(jìn)個(gè)體機(jī)會(huì)感知，并通過(guò)示范效應(yīng)和逃離競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)激發(fā)企業(yè)家精神形成和發(fā)展。首先，較于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，外企通常具有規(guī)模效應(yīng)、寬松財(cái)務(wù)約束和更為豐富的經(jīng)驗(yàn)。因此，外企更容易進(jìn)入那些高沉沒成本、高準(zhǔn)入要求的行業(yè)，這在一定程度上有利用于消除壟斷，發(fā)揮示范效應(yīng)，促進(jìn)個(gè)體企業(yè)家感知新的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)(劉鵬程 等，2013)。其次，企業(yè)家為避免直接競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)尋找外資企業(yè)中潛在的細(xì)分產(chǎn)品或細(xì)分市場(chǎng)，從而產(chǎn)生逃離競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，促使其發(fā)掘創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)(Aghion et al.，2005)。企業(yè)家在逃離外企競(jìng)爭(zhēng)壓力的過(guò)程中有更大概率進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，從而迫使企業(yè)改善經(jīng)營(yíng)管理，加大研發(fā)投入；同時(shí)，外企為保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)也會(huì)持續(xù)引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，從而形成良性循環(huán)。進(jìn)一步地，F(xiàn)DI通過(guò)示范效應(yīng)和逃離競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)影響企業(yè)家機(jī)會(huì)感知，這為創(chuàng)業(yè)者提供了需求性依據(jù)(鄭馨 等，2017)，有助于激發(fā)潛在的企業(yè)家精神。

(2)FDI通過(guò)企業(yè)家技能影響企業(yè)家精神。在生產(chǎn)過(guò)程中積累的經(jīng)驗(yàn)也是一種投入，F(xiàn)DI通過(guò)促進(jìn)企業(yè)家經(jīng)驗(yàn)積累和啟發(fā)學(xué)習(xí)，提升企業(yè)家管理技能水平，并通過(guò)人員流動(dòng)效應(yīng)激發(fā)企業(yè)家精神，引導(dǎo)個(gè)體創(chuàng)業(yè)(Shane et al.，2000)。引進(jìn)外資會(huì)帶來(lái)先進(jìn)的管理技術(shù)，雖然管理技能難以在合同層面轉(zhuǎn)移，卻能以個(gè)體企業(yè)家為載體的人員流動(dòng)效應(yīng)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)對(duì)潛在企業(yè)家創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響(姚洋，1998)。進(jìn)一步地，當(dāng)潛在企業(yè)家充分感知到自己的管理技能與工作技能時(shí)，將有更大的可能成為企業(yè)家而不是就業(yè)者(Jovanovic，1994)。因此，F(xiàn)DI通過(guò)提升企業(yè)家技能為潛在企業(yè)家提供動(dòng)力依據(jù)和適應(yīng)性能力要求，進(jìn)而刺激企業(yè)家精神產(chǎn)生。

(3)FDI通過(guò)企業(yè)家文化影響企業(yè)家精神。企業(yè)家擁有的社會(huì)知識(shí)文化水平以及社會(huì)資本網(wǎng)絡(luò)會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策造成影響(Manolova et al.，2007)。企業(yè)家期望通過(guò)擁有良好聲譽(yù)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)成員身份獲取更多的學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)、市場(chǎng)信息和企業(yè)管理知識(shí)，從而降低企業(yè)的市場(chǎng)交易成本，提高企業(yè)市場(chǎng)運(yùn)作效率。外資進(jìn)入可能影響某個(gè)行業(yè)整體發(fā)展和創(chuàng)業(yè)趨勢(shì)，外資自由化程度較高的行業(yè)可以有效降低企業(yè)家對(duì)技術(shù)前沿信息的搜尋成本和交易成本，有利于構(gòu)建企業(yè)家商業(yè)網(wǎng)絡(luò)(邱立成 等，2017)。進(jìn)一步地，企業(yè)家社交文化網(wǎng)絡(luò)的建立有助于獲取相關(guān)企業(yè)運(yùn)營(yíng)資源，同時(shí)提供心理支持和示范效應(yīng)，從而優(yōu)化行業(yè)內(nèi)創(chuàng)業(yè)環(huán)境和企業(yè)家文化建設(shè)；對(duì)企業(yè)家精神的宣傳也能夠促使個(gè)體更有動(dòng)力踐行企業(yè)家行為(Manolova et al.，2007)。因此，F(xiàn)DI通過(guò)影響企業(yè)家文化環(huán)境方式有效提升其資源獲取能力和創(chuàng)業(yè)效能，激勵(lì)創(chuàng)業(yè)者和企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理者踐行企業(yè)家精神。

基于以上分析，提出本文研究假設(shè)：

研究假設(shè)1a：FDI與企業(yè)家精神呈現(xiàn)正相關(guān)，即外商直接投資水平越高，企業(yè)家更有可能進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，踐行企業(yè)家精神；

研究假設(shè)1b：FDI將通過(guò)機(jī)會(huì)感知、企業(yè)家技能和企業(yè)家文化等方式影響企業(yè)家精神。

(二)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的調(diào)節(jié)作用

FDI對(duì)企業(yè)家精神的影響程度受到宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境的影響。潛在的企業(yè)家面臨兩種選擇：通過(guò)創(chuàng)業(yè)成為企業(yè)家，或者成為普通就業(yè)者。一方面，發(fā)展迅速的行業(yè)會(huì)吸引更多優(yōu)質(zhì)外國(guó)投資，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)正向調(diào)節(jié)FDI，進(jìn)而對(duì)潛在企業(yè)家發(fā)掘創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和資源獲取途徑具有促進(jìn)作用；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的行業(yè)市場(chǎng)機(jī)制、產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)趨于完善，F(xiàn)DI有利于促進(jìn)企業(yè)家感知機(jī)會(huì)和優(yōu)化企業(yè)家文化氛圍(鄭馨 等，2017)，從而放大FDI對(duì)企業(yè)家精神的激勵(lì)作用。另一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的行業(yè)帶給企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)預(yù)期收益和就業(yè)機(jī)會(huì)也不同，可以通過(guò)調(diào)節(jié)外資進(jìn)入情況對(duì)企業(yè)家精神的影響程度。Jovanovic(1994)的模型表明，當(dāng)資本和勞動(dòng)力的替代彈性小于1時(shí)，經(jīng)濟(jì)體資本存量的增加對(duì)于工資提高的影響會(huì)大于管理者報(bào)酬的提升，此時(shí)潛在企業(yè)家會(huì)選擇就業(yè)而不是創(chuàng)業(yè)。FDI會(huì)通過(guò)勞動(dòng)需求效應(yīng)和工資溢出效應(yīng)促進(jìn)實(shí)際工資水平的提升(許和連 等，2009；王戴黎，2014)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快的行業(yè)產(chǎn)生更多的勞動(dòng)力需求和就業(yè)崗位，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)企業(yè)工資上升，進(jìn)而縮小與外資企業(yè)的工資差距，增加就業(yè)的同時(shí)會(huì)削弱FDI的激勵(lì)創(chuàng)業(yè)效應(yīng)；相反，經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)出現(xiàn)勞動(dòng)力剩余與失業(yè)，外資進(jìn)入在更大程度上會(huì)激勵(lì)創(chuàng)業(yè)(Albulescu et al.，2014)。因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平也會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)FDI對(duì)企業(yè)家精神的正面影響。為此，提出競(jìng)爭(zhēng)性研究假設(shè)：

研究假設(shè)2a：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平會(huì)加強(qiáng)FDI對(duì)企業(yè)家精神的積極影響；

研究假設(shè)2b：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平會(huì)削弱FDI對(duì)企業(yè)家精神的積極影響。

基于以上理論分析，可以得出外商直接投資與企業(yè)家精神之間的影響作用機(jī)制，具體見圖1所示。

圖1分析框架

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源：一是全球創(chuàng)業(yè)觀察數(shù)據(jù)庫(kù)(Global Entrepreneurship Monitor，簡(jiǎn)寫GEM)；二是2004—2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。GEM數(shù)據(jù)調(diào)查由全球創(chuàng)業(yè)研究協(xié)會(huì)(GERA)發(fā)起，搜集了60多個(gè)國(guó)家從1998年至今的國(guó)家及個(gè)人層面數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)可以反映參與國(guó)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)生率以及決定因素。由于1998—2004年為測(cè)試階段，中國(guó)的部分?jǐn)?shù)據(jù)并不完整，因而我們選取2005年之后的數(shù)據(jù)。另外，GEM目前提供的個(gè)人層面數(shù)據(jù)截至2014年，且缺少2008年數(shù)據(jù)，故我們最后數(shù)據(jù)選取為2005—2007年和2009—2014年數(shù)據(jù)兩部分構(gòu)成的混合截面數(shù)據(jù)。在共29114份隨機(jī)問卷樣本中，剔除信息不完全樣本后的有效個(gè)體樣本為8146份。由于個(gè)體調(diào)查樣本使用的行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)為國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類(ISIC4)，故行業(yè)層面數(shù)據(jù)是依據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類(2002)》篩選出統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)與國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類(ISIC4)逐一匹配而得。

通過(guò)使用GEM個(gè)體調(diào)查問卷數(shù)據(jù)匹配宏觀數(shù)據(jù)，我們可以更有效地捕捉到微觀個(gè)體特征；又由于單個(gè)個(gè)體企業(yè)家精神對(duì)于國(guó)家或行業(yè)總體的外資流入影響是微乎其微的，這一做法還有助于克服雙向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問題。

(二)基本模型設(shè)定

被解釋變量“是否具備企業(yè)家精神”是標(biāo)準(zhǔn)的二元變量，適合用Probit模型進(jìn)行分析。在回歸過(guò)程中，考慮到外商直接投資與企業(yè)家精神之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，即企業(yè)家精神較高的行業(yè)可能吸引較多的外商直接投資。因此采用學(xué)術(shù)界的通用做法，取FDI的滯后一期變量作為其工具變量，并采用二階段IV Probit方法進(jìn)行回歸分析。另外，后文我們還采用了聯(lián)立方程模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，以更好地處理內(nèi)生性問題。本文基本模型構(gòu)建如下：

Entrep=β0+β1Ln Fdi+β2Ln Fdi×(Gdp-a)+β3Z+e

(1)

其中，被解釋變量Entrep是表示企業(yè)家精神的虛擬變量；關(guān)鍵自變量Fdi取對(duì)數(shù)形式，表示調(diào)查個(gè)體所處行業(yè)的外商直接投資水平；Ln Fdi與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的交互項(xiàng)可以反映行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)FDI影響的調(diào)節(jié)作用，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變量進(jìn)行了中心化處理(常數(shù)a為Gdp的樣本均值)，這一做法能更好地解釋在平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率時(shí)FDI對(duì)企業(yè)家精神的影響，交互項(xiàng)系數(shù)β2的正負(fù)反映調(diào)節(jié)的方向；Z為控制變量集，具體包括：行業(yè)層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平(Gdp)以及個(gè)體層面的教育(Educ)、性別(Gender)、年齡(Age)、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避(Fearfail)。

(三)變量說(shuō)明

(1)企業(yè)家精神(Entrep)。本文的因變量是企業(yè)家精神，由于以往文獻(xiàn)對(duì)于企業(yè)家精神的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)并不統(tǒng)一，因此選擇合適的指標(biāo)尤為重要。本文選取GEM問卷數(shù)據(jù)中的多維度指標(biāo)來(lái)測(cè)度企業(yè)家精神變量。首先，全球創(chuàng)業(yè)觀察數(shù)據(jù)庫(kù)搜集的29114份隨機(jī)問卷樣本中，被調(diào)查者是否創(chuàng)業(yè)并創(chuàng)業(yè)成功是客觀選項(xiàng)；其次，我們篩選已經(jīng)創(chuàng)業(yè)成功的早期階段企業(yè)家和成熟企業(yè)家作為研究對(duì)象(1)我們選取GEM確定的三種類型企業(yè)家作為樣本來(lái)源：(1)初生企業(yè)家，在過(guò)去12個(gè)月中開始創(chuàng)業(yè)并期望完全或部分獲得企業(yè)所有權(quán)但尚未完成的人；(2)新企業(yè)家，已經(jīng)運(yùn)營(yíng)了42個(gè)月，并向員工支付超過(guò)3個(gè)月工資的新企業(yè)所有者；(3)成熟企業(yè)家，已經(jīng)運(yùn)營(yíng)了超過(guò)42個(gè)月的企業(yè)所有者。GEM將前兩種企業(yè)家定義為早期階段企業(yè)家，后文將選取早期階段創(chuàng)業(yè)的企業(yè)家做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。；最后，加入GEM調(diào)查問卷中衡量企業(yè)家是否為技術(shù)型創(chuàng)業(yè)者的指標(biāo)來(lái)測(cè)度企業(yè)家精神變量。該指標(biāo)包含：多少潛在顧客會(huì)認(rèn)為這是新產(chǎn)品；多少企業(yè)提供同樣的產(chǎn)品。當(dāng)被調(diào)查者選項(xiàng)為全部或大部分顧客認(rèn)為這是新產(chǎn)品，且沒有或極少有公司提供同樣產(chǎn)品時(shí)，企業(yè)家精神指標(biāo)賦值為“1”。本文認(rèn)為，企業(yè)家精神體現(xiàn)在技術(shù)型創(chuàng)業(yè)中，變量值“1”表示具備企業(yè)家精神的技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，即從事創(chuàng)造潛在新興和陌生技術(shù)產(chǎn)品或服務(wù)的創(chuàng)業(yè)者，“0”表示非技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，這些做法顯然是較為合理。

(2)外商直接投資(FDI)。本文關(guān)鍵自變量選取各行業(yè)的FDI存量，是因?yàn)镕DI作為資本投入，其前期投入殘值必然影響當(dāng)期和未來(lái)各期的創(chuàng)業(yè)概率。由于可使用的分行業(yè)FDI數(shù)據(jù)始于1996年，因此本文整理中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中1996—2014年各行業(yè)FDI流量數(shù)據(jù)，先以1996年為基期的GDP平減指數(shù)對(duì)FDI進(jìn)行平減，從而得到實(shí)際FDI，接下來(lái)使用Goldsmith(1951)的永續(xù)盤存法估算出FDI存量，具體測(cè)算公式為：

FDIit=(1-δ)FDIi,t-1+FdiitPit

(2)

FDIi0=Fdii0(δ+g)

(3)

其中，F(xiàn)DIit表示行業(yè)i實(shí)際利用外商直接投資存量；Fdiit為行業(yè)i實(shí)際利用外商直接投資流量；δ為FDI存量的經(jīng)濟(jì)折舊率，本文借鑒張軍等(2004)的做法，取折舊率為9.6%；Pit為外商直接投資價(jià)格指數(shù)，使用1996年作為基期的GDP平減指數(shù)；g表示行業(yè)i在1996—2000年FDI的年平均增長(zhǎng)率，參考Young(1995)的做法，當(dāng)可用時(shí)間序列較短時(shí)，用分析區(qū)間前5年的年均投資增長(zhǎng)率來(lái)表示整個(gè)投資的增長(zhǎng)率；下標(biāo)i和t分別表示行業(yè)和年份。

(3)中介變量。中介變量包括企業(yè)家技能(Suskill)、機(jī)會(huì)感知(Opport)和企業(yè)家文化(Knowent)，具體見表1。

表1 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

圖2各行業(yè)創(chuàng)業(yè)結(jié)構(gòu)

注：數(shù)據(jù)來(lái)源于2005—2014年GEM中國(guó)成人調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。圖中橫軸代表行業(yè)為：農(nóng)林牧漁業(yè)；采礦與建筑；制造業(yè)；電、煤氣、蒸氣和空調(diào)的供應(yīng)利用，運(yùn)輸、儲(chǔ)存和通訊；批發(fā)零售貿(mào)易和餐飲；金融中介和房地產(chǎn)活動(dòng)：商業(yè)服務(wù)；政府、衛(wèi)生、教育、社會(huì)服務(wù)；消費(fèi)者活動(dòng)。

(4)控制變量。鑒于個(gè)人特征對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響，本文添加教育(Educ)、性別(Gender)、年齡(Age)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避(Fearfail)作為個(gè)體層面的控制變量，具體見表1。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)(Gdp)采用行業(yè)GDP年增長(zhǎng)率，先用2005年為基期的GDP平減指數(shù)將行業(yè)GDP增加值轉(zhuǎn)換為2005年可比價(jià)GDP增加值，再計(jì)算增長(zhǎng)率。

(四)變量描述性統(tǒng)計(jì)

在GEM搜集的2005—2014年中國(guó)九類行業(yè)29114份隨機(jī)樣本中，早期創(chuàng)業(yè)比例為16.40%，新建企業(yè)比例為11.92%，其中60.31%為生存型創(chuàng)業(yè)，39.69%為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。在剔除信息不完全樣本后，共剩余8146份樣本，表1中顯示了樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

圖2中虛線表示各行業(yè)2005—2014年FDI存量的對(duì)數(shù)平均值，實(shí)線為各行業(yè)樣本中技術(shù)型創(chuàng)業(yè)占總創(chuàng)業(yè)的比例。通過(guò)折線圖可見，F(xiàn)DI與技術(shù)型創(chuàng)業(yè)比例變化趨勢(shì)基本一致，表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。另外，在9類行業(yè)中，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)占比較高的是金融業(yè)、消費(fèi)者服務(wù)業(yè)和制造業(yè)，其技術(shù)型創(chuàng)業(yè)比例分別達(dá)55%、52.3%和48.02%。

個(gè)體特征方面，中國(guó)的男性創(chuàng)業(yè)比例(27.94%)高于女性(22.01%)，男性進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)的比例(36.23%)也稍高于女性(35.14%)。在教育方面，研究生以上學(xué)歷的人群在創(chuàng)業(yè)時(shí)技術(shù)型創(chuàng)業(yè)的比例(67.73%)明顯高于低學(xué)歷人群(37.02%)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表2報(bào)告了FDI對(duì)企業(yè)家精神的影響結(jié)果。各模型回歸結(jié)果均較為顯著，F(xiàn)DI在1%的顯著性水平上表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)家精神的正向影響，即外商直接投資水平越高，企業(yè)家更有可能進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，踐行企業(yè)家精神，研究假設(shè)1a得證。

注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；FDI取其滯后一期為工具變量；Wald Test是對(duì)被工具的變量是否外生的檢驗(yàn)；AR Test是弱工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，stata13命令為weakiv。

表2列(3)是加入個(gè)體層面控制變量后的回歸結(jié)果，回歸結(jié)果與已有研究結(jié)論基本一致。性別(Gender)估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明男性比女性更傾向于進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)。當(dāng)女性進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)時(shí)，往往難以得到家庭和社會(huì)肯定，也不易從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中獲取創(chuàng)業(yè)所需要的資源(李新春 等，2017)。年齡(Age)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，年齡越大所承受的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)成本越高(Lu et al.，2010)，技術(shù)型創(chuàng)業(yè)概率隨年齡增長(zhǎng)而下降。教育(Educ)估計(jì)系數(shù)顯著為正，具有高學(xué)歷水平的個(gè)體比低學(xué)歷個(gè)體更有可能進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，這與描述性統(tǒng)計(jì)是一致的。風(fēng)險(xiǎn)偏好(Fearfail)估計(jì)系數(shù)為負(fù)，企業(yè)家對(duì)失敗的恐懼會(huì)降低經(jīng)營(yíng)企業(yè)的意愿(田畢飛 等，2018)，進(jìn)而阻礙其進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)業(yè)。

表2列(4)加入行業(yè)層面控制變量和交互項(xiàng)回歸結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)激勵(lì)企業(yè)家精神，但行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家精神的正向影響會(huì)被削弱(交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù))，研究假設(shè)2b得證。

由表2的外生性檢驗(yàn)可見，Wald Test均在1%的顯著性水平下拒絕內(nèi)生變量與工具變量不相關(guān)的原假設(shè)。另外，基準(zhǔn)回歸中還進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)，AR Test均在1%的顯著性水平下拒絕工具變量弱相關(guān)的原假設(shè)，結(jié)果都證實(shí)本文采用工具變量回歸是合適的，不存在“弱工具變量”問題。相比列(1)中的Probit模型報(bào)告的邊際效應(yīng)(0.107)，使用工具變量后IV Probit回歸系數(shù)稍有下降(0.102)，表明內(nèi)生性將導(dǎo)致FDI對(duì)企業(yè)家精神的正向作用被高估。列(5)報(bào)告的是兩階段IV Probit回歸中的第一階段回歸結(jié)果，同樣證實(shí)了工具變量選擇的合理性。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保結(jié)果穩(wěn)健性，本文做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。首先，參考蔣殿春等(2008)的做法，使用外資企業(yè)注冊(cè)登記戶數(shù)(Num)重新測(cè)度自變量FDI，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，列(1)為相關(guān)結(jié)果。列(1)結(jié)果顯示，Ln Num估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，結(jié)論不變。

表3 FDI影響企業(yè)家精神的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(IV Probit)

注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

其次，選取企業(yè)家創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在行業(yè)中的技術(shù)密集度指標(biāo)來(lái)重新測(cè)度企業(yè)家精神。該指標(biāo)同樣是來(lái)源于GEM問卷數(shù)據(jù)的二值變量(Tech)，“1”代表企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)處于中等技術(shù)水平或高技術(shù)部門的技術(shù)型創(chuàng)業(yè)，“0”代表創(chuàng)業(yè)活動(dòng)處于低技術(shù)或零技術(shù)部門。相對(duì)于被調(diào)查者主觀判斷消費(fèi)者和同行看法，創(chuàng)業(yè)技術(shù)密集度和所屬技術(shù)部門的評(píng)價(jià)要更為客觀。列(2)結(jié)果顯示，Ln Fdi系數(shù)顯著為正，結(jié)果依然穩(wěn)健。

最后，重新選取了早期階段創(chuàng)業(yè)的企業(yè)家樣本做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。列(3)回歸結(jié)果顯示，Ln Fdi系數(shù)顯著為正，同樣證實(shí)了FDI對(duì)企業(yè)家精神具有正向作用，并不因樣本選擇不同而導(dǎo)致結(jié)果發(fā)生改變。

五、進(jìn)一步分析

(一)機(jī)制檢驗(yàn)：基于中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)法

參考Baron et al.(1986)和溫忠麟等(2006)的研究，接下來(lái)依次檢驗(yàn)FDI通過(guò)企業(yè)家技能、機(jī)會(huì)感知和企業(yè)家文化等中介變量影響企業(yè)家精神，并對(duì)這一內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)(檢驗(yàn)程序見圖3)。具體回歸方程設(shè)定如下：

Mi=α0+α1Ln Fdi+α2Ln Fdi×(Gdp-a)+α3Z+μ

(4)

Entrep=c0+c1Ln Fdi+c2Mi+c3Ln Fdi×(Gdp-a)+c3Z+μ

(5)

圖3中介效應(yīng)檢驗(yàn)

第一步，檢驗(yàn)FDI對(duì)企業(yè)家精神的主效應(yīng)，模型同基準(zhǔn)回歸方程式(1)。表4的列(1)回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家精神的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這為中介效應(yīng)分析提供了前提。

第二步，根據(jù)式(4)的模型，依次檢驗(yàn)FDI對(duì)各中介變量的影響。表4列(2)、(4)、(6)結(jié)果顯示，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家技能、機(jī)會(huì)感知和企業(yè)家文化均在1%的顯著性水平上表現(xiàn)正向影響，滿足依次檢驗(yàn)關(guān)于α1顯著的條件，驗(yàn)證了FDI對(duì)中介變量影響路徑的存在性。

第三步，根據(jù)式(5)的模型，依次加入中介變量，檢驗(yàn)三個(gè)中介變量對(duì)企業(yè)家精神的影響系數(shù)c2以及加入中介變量后的FDI估計(jì)系數(shù)c1的影響。表4列(3)、(5)、(7)結(jié)果表明，三個(gè)中介變量對(duì)企業(yè)家精神具有顯著影響。此外，加入中介變量后FDI的系數(shù)依舊顯著，但系數(shù)值有所減小，說(shuō)明中介變量削弱了FDI對(duì)企業(yè)家精神的影響，中介效應(yīng)顯著。

第四步，為確保結(jié)果可靠性，我們?nèi)詫?duì)三個(gè)中介變量進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果|Z|>0.97，都通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)(MacKinnon et al.，2002)，這進(jìn)一步證明了中介效應(yīng)顯著。

以上中介檢驗(yàn)的結(jié)果表明，對(duì)于中介變量企業(yè)家技能(Suskill)、機(jī)會(huì)感知(Opport)和企業(yè)家文化(Knowent)的逐步檢驗(yàn)都是顯著的，滿足依次檢驗(yàn)法對(duì)中介變量的檢驗(yàn)要求，F(xiàn)DI通過(guò)三個(gè)中介變量顯著正向影響了企業(yè)家精神，研究假設(shè)1b得證。

表4 FDI基于中介變量影響企業(yè)家精神的機(jī)制檢驗(yàn)

注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤，***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；Sobel Test為中介效應(yīng)檢驗(yàn)。下同。

(二)機(jī)制檢驗(yàn)內(nèi)生性問題的處理：基于聯(lián)立方程模型

利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)影響機(jī)制所不可避免存在的問題是：該模型的設(shè)計(jì)環(huán)節(jié)無(wú)法解決變量之間互為因果的聯(lián)立性問題。對(duì)于這一問題，我們將構(gòu)建聯(lián)立方程模型的方法進(jìn)行克服(2)感謝審稿人提出采用聯(lián)立方程克服中介效應(yīng)變量間互為因果問題的寶貴建議。。具體地，參考韓晶等(2018)做法，將企業(yè)家精神(Entrep)、中介變量(Mi)和FDI視為內(nèi)生變量，將所有外生解釋變量的線性組合作為內(nèi)生變量的工具變量，進(jìn)而構(gòu)建聯(lián)立方程模型如下：

Entrep=α0+α1Mi+αjXj+ε1

(6)

Mi=β0+β1Ln Fdi+βjYj+ε2

(7)

Ln Fdi=γ0+γ1Entrep+γjZj+ε3

(8)

上述三個(gè)基本公式中，式(6)為企業(yè)家精神方程，式(7)為中介變量方程，式(8)為外資增長(zhǎng)方程。其中，Xj、Yj和Zj分別為三個(gè)方程式的控制變量集合；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；Mi為企業(yè)家技能(Suskill)、機(jī)會(huì)感知(Opport)和企業(yè)家文化(Knowent)等三個(gè)中介變量，當(dāng)檢驗(yàn)M1時(shí)，則M2和M3作為控制變量被置入Xj中依次回歸；另外，控制變量集Xj還包含了風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避(Fearfail)；控制變量集Yj包含教育(Educ)、性別(Gender)和年齡(Age)；Zj為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平(Gdp)。

對(duì)于一個(gè)包含內(nèi)生解釋變量的多方程系統(tǒng)，使用三階段最小二乘法(3SLS)對(duì)聯(lián)立方程進(jìn)行估計(jì)是最有效率的(賈新明 等，2008)，回歸結(jié)果如表5所示。在1%的顯著性水平上，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家技能(Suskill)、機(jī)會(huì)感知(Opport)和企業(yè)家文化(Knowent)都表現(xiàn)出正向影響，而這三個(gè)中介變量對(duì)企業(yè)家精神影響同樣顯著為正。上述分析表明，在處理內(nèi)生性問題后，依舊存在FDI通過(guò)影響三個(gè)中介變量作用企業(yè)家精神的情況，在這里存在作用的內(nèi)在機(jī)制，這進(jìn)一步證實(shí)了本文結(jié)論的可靠性。

表5 聯(lián)立方程模型檢驗(yàn)(3SLS)

最后，我們還檢驗(yàn)了變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，發(fā)現(xiàn)各解釋變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)和Spearman相關(guān)系數(shù)均低于0.3，因此各中介變量之間的聯(lián)系和交互作用并不明顯。

(三)分樣本回歸：制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的比較

Simonin(1999)的工作嵌入模型指出，知識(shí)轉(zhuǎn)移具有專屬性和復(fù)雜性，擁有外企工作經(jīng)歷的員工在進(jìn)行創(chuàng)業(yè)時(shí)會(huì)面臨行業(yè)選擇的問題。外資自由化過(guò)程在不同行業(yè)表現(xiàn)出不同管制程度和效果，接下來(lái)我們區(qū)分制造業(yè)和服務(wù)業(yè)樣本進(jìn)行回歸分析(3)我們剔除農(nóng)林牧漁業(yè)后，將9類行業(yè)劃分為制造業(yè)和服務(wù)業(yè)：制造業(yè)包括采礦與建筑，制造業(yè)，電、煤氣、蒸氣和空調(diào)的供應(yīng)利用；服務(wù)業(yè)包括批發(fā)零售貿(mào)易，餐飲，金融中介，房地產(chǎn)活動(dòng)，商業(yè)服務(wù)，政府、衛(wèi)生、教育和社會(huì)服務(wù)以及個(gè)人/消費(fèi)者服務(wù)活動(dòng)。，以比較FDI影響企業(yè)家精神的行業(yè)異質(zhì)性。回歸模型設(shè)定同式(4)、式(5)，具體檢驗(yàn)流程同圖3。

表6的制造業(yè)樣本回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的估計(jì)系數(shù)顯著為正，F(xiàn)DI與GDP的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明制造業(yè)引入外資對(duì)于企業(yè)家精神存在顯著的正面溢出效應(yīng)，但隨著行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家精神的正向影響會(huì)被削弱。表6機(jī)制檢驗(yàn)表明，制造業(yè)FDI主要通過(guò)企業(yè)家技能(Suskill)和企業(yè)家文化(Knowent)等中介變量對(duì)企業(yè)家精神產(chǎn)生正向影響?？赡艿慕忉屧谟冢圃鞓I(yè)具備的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)最大，外資企業(yè)進(jìn)入后與當(dāng)?shù)毓?yīng)商之間產(chǎn)生前向關(guān)聯(lián)，為獲得符合要求的中間品，會(huì)提供人員培訓(xùn)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓、建立質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)等方面的支持，進(jìn)而提升潛在企業(yè)家技能；同時(shí)，外資企業(yè)向制造業(yè)下游企業(yè)提供了質(zhì)量更高的中間產(chǎn)品，帶來(lái)了先進(jìn)的營(yíng)銷和管理文化，從而提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，有效擴(kuò)大了企業(yè)利潤(rùn)空間(劉鵬程 等，2013)，外資企業(yè)的示范效應(yīng)和企業(yè)家文化環(huán)境優(yōu)化的將極大地促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)家進(jìn)行技術(shù)型創(chuàng)新。

表6 制造業(yè)樣本回歸和機(jī)制檢驗(yàn)

表7服務(wù)業(yè)樣本回歸結(jié)果顯示，F(xiàn)DI的估計(jì)系數(shù)為正但不顯著，F(xiàn)DI與GDP增長(zhǎng)率的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明服務(wù)業(yè)FDI對(duì)企業(yè)家精神的直接效應(yīng)并不顯著，但行業(yè)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)顯著強(qiáng)化FDI的正向影響。表7機(jī)制檢驗(yàn)表明，服務(wù)業(yè)FDI主要通過(guò)企業(yè)家技能(Suskill)和機(jī)會(huì)感知(Opport)對(duì)企業(yè)家精神產(chǎn)生正向影響?？赡艿慕忉屧谟冢菏紫龋?wù)業(yè)對(duì)資本和技術(shù)的要求跨度較大，企業(yè)家創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)較高，例如，衛(wèi)生、教育和社會(huì)服務(wù)業(yè)的準(zhǔn)入和退出門檻較高，但外企可能憑借自身優(yōu)勢(shì)打破行業(yè)壁壘，傳播管理經(jīng)驗(yàn)，促使?jié)撛谄髽I(yè)家發(fā)掘創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)；其次，服務(wù)業(yè)的行業(yè)成熟度較低，對(duì)制度和社會(huì)規(guī)范的要求較高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)必然促進(jìn)行業(yè)規(guī)范的同步完善(鄭馨，2017)，因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)顯著強(qiáng)化服務(wù)業(yè)FDI對(duì)企業(yè)家精神的正向影響。

表7 服務(wù)業(yè)樣本回歸和機(jī)制檢驗(yàn)

(續(xù)表7)

六、研究結(jié)論及政策啟示

本文利用GEM數(shù)據(jù)庫(kù)2005—2014年中國(guó)8146個(gè)企業(yè)家個(gè)體樣本，基于中介效應(yīng)分析方法檢驗(yàn)了外商直接投資對(duì)企業(yè)家精神的影響作用機(jī)制。研究結(jié)論表明：外商直接投資對(duì)中國(guó)企業(yè)家精神具有顯著正向影響；FDI通過(guò)提升企業(yè)家技能、機(jī)會(huì)感知和企業(yè)家文化等方式激勵(lì)企業(yè)家精神；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)顯著負(fù)向調(diào)節(jié)FDI與企業(yè)家精神的關(guān)系，即行業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，F(xiàn)DI對(duì)企業(yè)家精神的正向影響會(huì)被削弱，但該調(diào)節(jié)效應(yīng)具有行業(yè)異質(zhì)性；相比服務(wù)業(yè)，制造業(yè)FDI對(duì)企業(yè)家精神的直接影響更為顯著，但服務(wù)業(yè)經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)會(huì)顯著強(qiáng)化FDI的正向影響。

根據(jù)上文結(jié)論，具體的政策啟示是：首先，要繼續(xù)加大外資引入，促進(jìn)中國(guó)企業(yè)家精神環(huán)境發(fā)展成熟。其次，要培育識(shí)別機(jī)會(huì)、創(chuàng)新變革的企業(yè)家技能，促進(jìn)企業(yè)家經(jīng)營(yíng)管理能力的提高；同時(shí)積極構(gòu)建企業(yè)家網(wǎng)絡(luò)，以期為潛在創(chuàng)業(yè)者提供資源優(yōu)勢(shì)和合法化優(yōu)勢(shì)，從而提升社會(huì)總體企業(yè)家精神高度。最后，在引進(jìn)外資的過(guò)程中，應(yīng)有效把控不同領(lǐng)域的開放力度和外資進(jìn)入方式，優(yōu)先引進(jìn)技術(shù)含量高的FDI；對(duì)于發(fā)展不成熟的行業(yè)，鼓勵(lì)以合資或合作經(jīng)營(yíng)的方式引入外資，提升企業(yè)家技能和機(jī)會(huì)感知能力，激勵(lì)企業(yè)家精神發(fā)揮應(yīng)有作用；對(duì)于FDI正面溢出效應(yīng)顯著的行業(yè)，應(yīng)充分發(fā)揮其產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，重點(diǎn)加強(qiáng)國(guó)內(nèi)企業(yè)與外資企業(yè)在技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品創(chuàng)新等領(lǐng)域的聯(lián)系，構(gòu)建具有競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡(luò)。