汪小龍

(無(wú)錫太湖學(xué)院 會(huì)計(jì)學(xué)院，江蘇 無(wú)錫 214064)

一、引言

Adler and Kwon[1]認(rèn)為創(chuàng)新是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心，并將創(chuàng)新分為新產(chǎn)品、新生產(chǎn)方法、新供應(yīng)鏈、新市場(chǎng)和新的組織管理方式。騰堂偉和方文婷[2]認(rèn)為創(chuàng)新不僅是一種結(jié)果而且是一種過(guò)程，創(chuàng)新是互動(dòng)而不是孤立的。Mikhaylovaetal.[3]研究表明,企業(yè)層面的創(chuàng)新不能孤立地構(gòu)思和實(shí)施，而是與企業(yè)所處創(chuàng)新空間中的人力資源、基礎(chǔ)設(shè)施、研發(fā)部門(mén)、創(chuàng)新環(huán)境以及經(jīng)濟(jì)、科技、社會(huì)、政治和地理生態(tài)互相作用的結(jié)果。創(chuàng)新空間是為了推動(dòng)知識(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而出現(xiàn)的物質(zhì)空間形式，這一空間概念大于工業(yè)集聚空間，除了包含物質(zhì)形態(tài)要素之外，還取決于其環(huán)境中的產(chǎn)權(quán)保護(hù)、稅收優(yōu)惠、資金貸款、高校研發(fā)、人才引進(jìn)等。

但是，創(chuàng)新空間對(duì)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并非單一的，而是存在雙重屬性，既扮演著“推動(dòng)者”角色，又充當(dāng)了“阻礙者”角色。一方面，創(chuàng)新空間加強(qiáng)了產(chǎn)業(yè)集聚，增加了知識(shí)的溢出效應(yīng)；另一方面，隨著城市創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)能力的增強(qiáng)，吸引優(yōu)秀的國(guó)外企業(yè)投資不僅提高了區(qū)域人力成本，而且加劇了對(duì)本地企業(yè)的沖擊。當(dāng)前，圍繞創(chuàng)新空間效應(yīng)的研究多為普遍意義上的結(jié)果，而對(duì)創(chuàng)新空間要素指標(biāo)具體影響中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)的異質(zhì)性尚未有明確的答案?，F(xiàn)有研究主要包括以下幾個(gè)方面：(1)王俊松等[4]基于省、地級(jí)市的專(zhuān)利面板數(shù)據(jù)，刻畫(huà)創(chuàng)新能力對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，這一研究方法能夠量化專(zhuān)利數(shù)量對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的作用，但并不能指出區(qū)域創(chuàng)新空間要素投入對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的影響程度。(2)方創(chuàng)琳等[5]通過(guò)實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建自主創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、人居環(huán)境創(chuàng)新和體制創(chuàng)新四個(gè)創(chuàng)新空間要素對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的影響，這一研究方法初步構(gòu)建了創(chuàng)新空間要素投入的指標(biāo)框架，但是對(duì)于不同企業(yè)的異質(zhì)性并未深入探討，并且指標(biāo)框架未包含教育科研、城鎮(zhèn)化、碳排放、稅收政策、金融市場(chǎng)化和政府效率等而稍顯粗糙。(3)程中華和劉軍[6]、梅琳等[7]評(píng)估了產(chǎn)業(yè)集聚和空間溢出效應(yīng)對(duì)制造業(yè)績(jī)效的影響，利用2005—2007年工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為技術(shù)含量、企業(yè)規(guī)模和生命周期的影響具有異質(zhì)性。盡管已有的研究發(fā)現(xiàn)了異質(zhì)性并進(jìn)行計(jì)量，但數(shù)據(jù)時(shí)期較短且指標(biāo)較少，難以連續(xù)和多角度觀測(cè)自變量對(duì)因變量影響的交互效應(yīng)。另外，隨著近年來(lái)國(guó)家創(chuàng)新空間格局的演化和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，進(jìn)一步分析創(chuàng)新空間對(duì)中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的影響顯得尤為重要。中國(guó)作為亞洲的重要經(jīng)濟(jì)體，區(qū)域創(chuàng)新空間與半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的中國(guó)證據(jù)對(duì)于亞洲可持續(xù)發(fā)展能力研究具有借鑒意義。

二、文獻(xiàn)綜述

劉鵬和張運(yùn)峰[8]認(rèn)為創(chuàng)新空間是研究當(dāng)代經(jīng)濟(jì)的重要課題，對(duì)于創(chuàng)新空間的界定指標(biāo)，國(guó)外和國(guó)內(nèi)存在一定的差異。目前國(guó)際上具有代表性的三個(gè)創(chuàng)新空間評(píng)價(jià)指標(biāo)為歐洲委員會(huì)提出的歐盟創(chuàng)新記分牌(IUS)，波特和斯特恩提出的國(guó)家創(chuàng)新能力指標(biāo)(NICI)以及波士頓咨詢(xún)公司提出的全球創(chuàng)新指數(shù)(GII)[9]。關(guān)于中國(guó)創(chuàng)新空間的評(píng)價(jià)指標(biāo)，具有代表性的是中國(guó)科學(xué)院提出的區(qū)域創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)，包含了5個(gè)一級(jí)指標(biāo)和53個(gè)二級(jí)指標(biāo)。本文界定區(qū)域是否具有創(chuàng)新空間的總體標(biāo)準(zhǔn)是GDP產(chǎn)值是否高于全國(guó)平均值。創(chuàng)新空間要素具體包括：(1)教育科研指標(biāo)，為年大專(zhuān)以上學(xué)歷畢業(yè)人數(shù)[10]；(2)城鎮(zhèn)化指標(biāo)，為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)年竣工面積[11]；(3)碳排放指標(biāo)，為年人均碳排放噸數(shù)[12]；(4)稅收政策指標(biāo)，為年綜合稅負(fù)率，用區(qū)域年財(cái)政預(yù)算收入除以年GDP產(chǎn)值[13]；(5)金融市場(chǎng)化指標(biāo)，為年信貸規(guī)模與年GDP產(chǎn)值的比值[14]；(6)政府效率指標(biāo)和人居環(huán)境指標(biāo)[15]。

自從美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家熊彼特提出創(chuàng)新的概念以來(lái)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家、社會(huì)學(xué)家、經(jīng)濟(jì)地理學(xué)家均參與了對(duì)創(chuàng)新的討論。對(duì)于創(chuàng)新空間的概念，劉林青等[16]認(rèn)為創(chuàng)新空間具有“正向的外部性”，是引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的第一動(dòng)力，是區(qū)域和國(guó)家發(fā)展的重要增長(zhǎng)極。但是，余泳澤和劉大勇[17]認(rèn)為目前的創(chuàng)新空間存在“擁擠的外部性”,即城市重復(fù)建設(shè)、資源浪費(fèi)，政治關(guān)聯(lián)性增強(qiáng)也對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)有顯著負(fù)面影響。謝家智等[18]認(rèn)為，創(chuàng)新空間在提供企業(yè)國(guó)際化視野和創(chuàng)新思維方面有明顯的貢獻(xiàn)。呂拉昌和李勇[19]也認(rèn)為創(chuàng)新空間有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和勞動(dòng)生產(chǎn)率提高，節(jié)約運(yùn)輸成本進(jìn)而降低交易成本。

技術(shù)投入是企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和發(fā)展壯大的手段，投入強(qiáng)度體現(xiàn)了企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的重視程度，是影響企業(yè)持續(xù)增長(zhǎng)的重要指標(biāo)。Carlsson[20]認(rèn)為不同的企業(yè)主性別、教育程度和學(xué)科背景等因素導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行技術(shù)投入的動(dòng)機(jī)有所不同，如：增加公眾持股人、獲得政府研發(fā)補(bǔ)助、提高生產(chǎn)效率、改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況等。企業(yè)進(jìn)行技術(shù)投入的行為既受政府鼓勵(lì)技術(shù)研發(fā)、成本加計(jì)扣除等政策驅(qū)動(dòng)，也受創(chuàng)新空間環(huán)境的影響?！凹夹g(shù)投入理論”強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)環(huán)境壓力對(duì)企業(yè)行為施加的約束，認(rèn)為企業(yè)需要順從市場(chǎng)規(guī)則和規(guī)范，但是忽略了創(chuàng)新空間促進(jìn)企業(yè)加大技術(shù)投入的主動(dòng)性。實(shí)際上，Bercovitz and Feldman[21]認(rèn)為創(chuàng)新空間本身對(duì)企業(yè)提出技術(shù)投入的要求，且對(duì)于技術(shù)投入的效果起到保障作用。

創(chuàng)新空間效應(yīng)是否存在？雖然由于區(qū)域間缺乏信息溝通造成重復(fù)建設(shè)，引進(jìn)外資企業(yè)加劇本土市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)并提高了人力成本，但是，創(chuàng)新空間的設(shè)計(jì)目標(biāo)與企業(yè)的需求導(dǎo)向是一致的，城市的管理者以城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展為導(dǎo)向，而企業(yè)的創(chuàng)新行為以經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)為導(dǎo)向，最終也體現(xiàn)在城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上。在實(shí)踐操作中，既要適度加大政府對(duì)創(chuàng)新研發(fā)的補(bǔ)助力度，使政府干預(yù)成為技術(shù)創(chuàng)新的第一外在動(dòng)因，又要注意避免企業(yè)的過(guò)度政治化，發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制的作用；既要確保官員晉升競(jìng)爭(zhēng)充分，又要注意財(cái)政分權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)投入的影響。白俊紅等[22]認(rèn)為，充分發(fā)揮創(chuàng)新空間的知識(shí)外溢效應(yīng)、推動(dòng)產(chǎn)學(xué)研合作、破除地區(qū)壟斷和加強(qiáng)城市之間的信息溝通，可以避免出現(xiàn)“擁擠的外部性”。

中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新空間效應(yīng)與國(guó)外經(jīng)驗(yàn)是否一致？中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新空間是否存在異質(zhì)性的問(wèn)題？相關(guān)實(shí)證研究的文獻(xiàn)主要有以下幾類(lèi)：(1)按創(chuàng)新投入分類(lèi)，F(xiàn)riedman[23]證明了政府技術(shù)投入補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)技術(shù)投入的引導(dǎo)作用,外資技術(shù)短期內(nèi)對(duì)本地企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，但長(zhǎng)期的影響不顯著。(2)按地理位置分類(lèi)，白俊紅等[24]實(shí)證分析了各區(qū)域的投資效率問(wèn)題，發(fā)現(xiàn)低投入、高效率城市為天津，高投入、高效率城市為北京，高投入、低效率城市分布在上海、江蘇、山東和廣東，低投入、低效率城市分布在陜西等地。(3)按企業(yè)特征分類(lèi)，韓玉雄和李懷祖[25]、孫早和宋煒[26]認(rèn)為國(guó)有上市公司的技術(shù)投入強(qiáng)度顯著小于非國(guó)有上市公司，企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)性降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。

雖然上述研究結(jié)論不一致，但從不同角度實(shí)證分析了創(chuàng)新空間對(duì)技術(shù)投入和經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的影響。然而，已有研究大多在省級(jí)或地級(jí)市面板數(shù)據(jù)上分析區(qū)域創(chuàng)新能力高低，對(duì)于同一地區(qū)創(chuàng)新空間的各個(gè)要素對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)效應(yīng)的異質(zhì)性并未考量，仍存在以下不足：(1)缺少對(duì)創(chuàng)新空間組與非創(chuàng)新空間組的效應(yīng)對(duì)比研究。已有的研究多為直接針對(duì)特定區(qū)域、特定產(chǎn)業(yè)、特定規(guī)?；蜉^短時(shí)期的研究，由于樣本的選擇性偏差，難以多角度連續(xù)觀測(cè)創(chuàng)新空間效應(yīng)。(2)缺乏對(duì)控制變量的影響評(píng)價(jià)，而企業(yè)主性別、教育程度、學(xué)科背景、技術(shù)所有權(quán)、融資負(fù)債和經(jīng)營(yíng)年限等指標(biāo)可能影響創(chuàng)新空間效應(yīng)。(3)已經(jīng)建立的創(chuàng)新空間理論框架，還需要高?？蒲?、城鎮(zhèn)化率、綠色經(jīng)濟(jì)、稅收政策、金融市場(chǎng)化、政府效率和人居環(huán)境等內(nèi)容的補(bǔ)充?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于創(chuàng)新空間效應(yīng)在企業(yè)不同所有制形式、地理區(qū)域、發(fā)展階段和戰(zhàn)略類(lèi)型等特征下的影響程度差異并未予以闡明，即創(chuàng)新空間效應(yīng)在同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，會(huì)由于企業(yè)特征不同而產(chǎn)生不一致的效果，不同的企業(yè)可能有不同的外部經(jīng)濟(jì)性。

三、研究假說(shuō)、數(shù)據(jù)與方法

(一) 研究假說(shuō)

Cassiman and Veugelers[27]認(rèn)為,區(qū)域創(chuàng)新空間的基本功能是促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新投入的增加，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。首先，創(chuàng)新空間以較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為條件，通過(guò)豐富的、可持續(xù)的創(chuàng)新人才引進(jìn)和較高的社會(huì)信息化水平創(chuàng)造出特定區(qū)域內(nèi)理想的創(chuàng)新環(huán)境。其次，創(chuàng)新空間以充分的創(chuàng)新資源投入為支撐，包括資金資源、高校研發(fā)人才資源、稅收政策資源和政府效率資源等，為知識(shí)產(chǎn)權(quán)專(zhuān)利申請(qǐng)、外部技術(shù)引入、完整產(chǎn)業(yè)鏈的建立和產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)創(chuàng)造條件。最后，創(chuàng)新空間產(chǎn)出可以反過(guò)來(lái)促進(jìn)創(chuàng)新空間要素增長(zhǎng)，例如通過(guò)向其他區(qū)域以及其他國(guó)家或地區(qū)輸出知識(shí)、技術(shù)專(zhuān)利和產(chǎn)品，在市場(chǎng)上擴(kuò)大技術(shù)交易規(guī)模，推廣區(qū)域商品品牌，進(jìn)而增強(qiáng)區(qū)域創(chuàng)新能力、發(fā)展高技術(shù)產(chǎn)業(yè)和知識(shí)密集型服務(wù)業(yè)，使得創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。錢(qián)曉燁等[28]認(rèn)為，雖然創(chuàng)新空間吸引優(yōu)秀外資企業(yè)會(huì)在短時(shí)間內(nèi)阻礙本土企業(yè)的經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，但是從知識(shí)外溢效應(yīng)的角度看，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)縮小產(chǎn)品技術(shù)差距，提高區(qū)域內(nèi)整體企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)能力。因此，可提出假說(shuō)1(H1)。

H1：創(chuàng)新空間促進(jìn)中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng),即創(chuàng)新空間環(huán)境與非創(chuàng)新空間環(huán)境下的企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)程度不同。

Landryetal.[29]認(rèn)為,在創(chuàng)新空間環(huán)境下，政府通過(guò)稅收政策手段，可以促進(jìn)半導(dǎo)體企業(yè)進(jìn)行技術(shù)投入。2018年5月8日，國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)主持召開(kāi)國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議，決定延續(xù)集成電路和軟件企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策，吸引國(guó)內(nèi)外投資更多參與和促進(jìn)半導(dǎo)體企業(yè)的發(fā)展。對(duì)技術(shù)達(dá)到規(guī)定標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)，分別實(shí)行企業(yè)所得稅“兩免三減半”或“五免五減半”的政策。《國(guó)務(wù)院關(guān)于印發(fā)進(jìn)一步鼓勵(lì)軟件產(chǎn)業(yè)和集成電路產(chǎn)業(yè)發(fā)展若干政策的通知》也進(jìn)一步明確了2020年度所得稅匯算清繳中，“研發(fā)支出”按照成本的175%計(jì)算所得稅扣除。中國(guó)已將半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)確立為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，相繼通過(guò)《“十三五”國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》《信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展指南》《“十三五”國(guó)家信息化規(guī)劃》和《關(guān)于集成電路設(shè)計(jì)和軟件產(chǎn)業(yè)企業(yè)所得稅政策的公告》等政策法規(guī)對(duì)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)進(jìn)行扶持，通過(guò)經(jīng)營(yíng)補(bǔ)貼的方式促進(jìn)半導(dǎo)體企業(yè)技術(shù)投入，對(duì)于投資金額達(dá)到一定標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)，給予代建廠房、劃撥土地使用權(quán)和水電費(fèi)用補(bǔ)貼等。上述舉措對(duì)于引導(dǎo)和促進(jìn)半導(dǎo)體企業(yè)技術(shù)投入可能存在促進(jìn)作用。因此，可提出假說(shuō)2(H2)。

H2：創(chuàng)新空間會(huì)促進(jìn)中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)進(jìn)行技術(shù)投入。

立足于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡以及不同所有制形式企業(yè)的資源獲得能力存在差異的實(shí)際情況，不同特征的半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)及技術(shù)投入有所不同。Katila and Ahuja[30]認(rèn)為，在創(chuàng)新空間環(huán)境下，有利的商業(yè)條件、準(zhǔn)入壁壘、銀行貸款和風(fēng)險(xiǎn)投資等使中國(guó)半導(dǎo)體上市企業(yè)更易于獲得社會(huì)廣泛支持，創(chuàng)新空間下的企業(yè)更容易取得商業(yè)成功。Shan[31]認(rèn)為，技術(shù)投入作為企業(yè)對(duì)創(chuàng)新空間環(huán)境的回應(yīng)，能夠?yàn)榘雽?dǎo)體上市企業(yè)帶來(lái)關(guān)鍵性資源和信息的獲得可能性，構(gòu)成創(chuàng)新空間影響半導(dǎo)體上市企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的機(jī)制之一。在創(chuàng)新空間環(huán)境下，國(guó)有控股企業(yè)、成熟期企業(yè)和擴(kuò)張型企業(yè)因資源獲取能力、經(jīng)營(yíng)管理效率和資金實(shí)力等不同，可能在經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的結(jié)果上也存在差別。因此，可提出假說(shuō)3(H3)。

H3：創(chuàng)新空間對(duì)不同特征的中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和技術(shù)投入的影響程度具有異質(zhì)性。

表1 變量名稱(chēng)與說(shuō)明

(二) 數(shù)據(jù)與方法

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源及指標(biāo)選取

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSRC 2004—2019年23個(gè)省份83家半導(dǎo)體上市企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表。為避免數(shù)據(jù)選擇性偏差，本文數(shù)據(jù)集除了包含技術(shù)投入費(fèi)用化、技術(shù)投入資本化、所有者權(quán)益和營(yíng)業(yè)收入以外，還包括：(1)企業(yè)主人口特征，如性別、教育程度、工科背景；(2)企業(yè)特征，如所有制形式、融資負(fù)債和經(jīng)營(yíng)年限；(3)創(chuàng)新空間要素指標(biāo)，如人力資本、城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)率、綠色經(jīng)濟(jì)、稅收政策、金融市場(chǎng)化、政府效率和人居環(huán)境。上述數(shù)據(jù)便于有效地從多個(gè)角度探究解釋變量對(duì)被解釋變量的影響。簡(jiǎn)言之，本文所用的中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)具有一定的代表性和可信性。

本文考察的被解釋變量經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，采用所有者權(quán)益Se和營(yíng)業(yè)收入Si指標(biāo)。因?yàn)樗姓邫?quán)益增長(zhǎng)率和資本保值增值率是“企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則”中有關(guān)企業(yè)“經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)能力”最核心的兩個(gè)指標(biāo)。為保持必要的方差，本文并未采用“所有者權(quán)益增長(zhǎng)率”和“資本保值增值率”的百分比數(shù)值，而是使用絕對(duì)數(shù)金額。為消除“股價(jià)變動(dòng)”和“國(guó)有控股”對(duì)所有者權(quán)益數(shù)的影響，本文使用營(yíng)業(yè)收入(Si)作為所有者權(quán)益(Se)的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。相關(guān)變量的名稱(chēng)與說(shuō)明如表1所示。

2. 處置效應(yīng)與選擇問(wèn)題

為克服自變量與因變量互為因果以及可能存在遺漏變量的問(wèn)題，本文采用干預(yù)效應(yīng)模型和Pearson相關(guān)系數(shù)克服內(nèi)生性，設(shè)計(jì)思路如下。

對(duì)于第一類(lèi)內(nèi)生性，即解釋變量與被解釋變量互為因果問(wèn)題，本文重點(diǎn)關(guān)注創(chuàng)新空間與經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)以及技術(shù)投入與經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)兩個(gè)問(wèn)題。(1)對(duì)于第一個(gè)問(wèn)題，理論上，Isaksen and Trippl[32]認(rèn)為國(guó)家進(jìn)行創(chuàng)新空間要素投入的出發(fā)點(diǎn)是提高城市創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)能力，吸引企業(yè)投資，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)。這在短期內(nèi)增加了政府的財(cái)政支出，但是長(zhǎng)期來(lái)看，技術(shù)帶來(lái)的產(chǎn)品復(fù)雜度的提高能夠提升潛在產(chǎn)品的綜合競(jìng)爭(zhēng)能力，并帶來(lái)區(qū)域產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。Chen and Yoon[33]認(rèn)為,企業(yè)對(duì)于創(chuàng)新空間的選擇基于資源獲得，包括資金資本、人力資本、技術(shù)資本和效率資本等,雖然由于擁擠的外部性以及外資引進(jìn)對(duì)本土企業(yè)會(huì)帶來(lái)一定挑戰(zhàn)，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，企業(yè)因知識(shí)溢出效應(yīng)帶來(lái)的技術(shù)競(jìng)爭(zhēng)能力提高最終會(huì)提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)。無(wú)論創(chuàng)新空間的作用機(jī)制如何，中西方理論對(duì)此問(wèn)題的邏輯路徑均為：創(chuàng)新空間要素投入——獲得經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)。因此，第一個(gè)問(wèn)題不存在第一類(lèi)的內(nèi)生性。(2)對(duì)于第二個(gè)問(wèn)題，首先，從理論上說(shuō)，企業(yè)作為“理性經(jīng)濟(jì)人”，決策的最終目標(biāo)是經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，當(dāng)然也包括企業(yè)技術(shù)投入行為的經(jīng)濟(jì)性目的。也就是說(shuō)，普遍認(rèn)可的邏輯路徑為：進(jìn)行技術(shù)投入——期望獲得經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)；其次,實(shí)證分析經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)對(duì)技術(shù)投入的影響，依據(jù)樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建以Tii為被解釋變量、Si為解釋變量的一元回歸方程，結(jié)果顯示，Cons=0.409，β1=0.0326，t=1.501(p=0.1336)，R2=0.203，這說(shuō)明Si對(duì)Tii不具有顯著影響。雖然營(yíng)業(yè)收入的變化構(gòu)成企業(yè)使用資源的約束條件，但是技術(shù)投入還與企業(yè)融資能力、戰(zhàn)略類(lèi)型以及企業(yè)主人口特征有關(guān)，且影響效果不發(fā)生在當(dāng)期。因此，第二個(gè)問(wèn)題不存在第一類(lèi)的內(nèi)生性。

對(duì)于第二類(lèi)內(nèi)生性，即是否存在遺漏變量的問(wèn)題，本文認(rèn)為，企業(yè)對(duì)于創(chuàng)新空間具有一定的選擇機(jī)制，這種選擇機(jī)制的條件變量既影響創(chuàng)新空間選擇又影響其經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，但表征的變量卻難以統(tǒng)計(jì)，實(shí)務(wù)中通常運(yùn)用干預(yù)模型評(píng)估某項(xiàng)政策或某個(gè)環(huán)境改變前后的效應(yīng)。值得注意的是，根據(jù)中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況，經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的結(jié)果還受到企業(yè)所處產(chǎn)業(yè)、所有制形式和企業(yè)主人口特征等因素的影響，結(jié)果存在選擇偏差。為此，本文借助反事實(shí)框架，以虛擬變量Di={0，1}表示企業(yè)i是否處于創(chuàng)新空間，1代表創(chuàng)新空間，0表示非創(chuàng)新空間；其中，Di被稱(chēng)為處理變量，反映企業(yè)i是否得到處理。本文所觀察的營(yíng)業(yè)收入記為yi，創(chuàng)新空間記為Di，在處理(Di，yi)之外，還可以觀測(cè)到企業(yè)的技術(shù)投入金額(xi)，也稱(chēng)為協(xié)變量，這樣總體可由(y0，y1，D，x)來(lái)表示。而企業(yè)i能否處于創(chuàng)新空間環(huán)境又取決于可觀察的企業(yè)主人口特征、企業(yè)負(fù)債率、所有制形式特征等(Z)，模型運(yùn)用的具體步驟為：

第一步，對(duì)解釋變量構(gòu)建模型：

yi=xiβ+γDi+ui

(1)

(1)式主要用于分析創(chuàng)新空間和技術(shù)投入是否對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，本文所考察的經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)主要體現(xiàn)在營(yíng)業(yè)收入、所有者權(quán)益兩個(gè)方面。代入所設(shè)變量后，回歸模型如下：

ln(Si)=β0+γRis+βiXi+u

(2)

ln(Se)=β0+γRis+βiXi+u

(3)

其中，被解釋變量是Si和Se時(shí)，前兩項(xiàng)取自然對(duì)數(shù)，Ris為創(chuàng)新空間二值虛擬變量，X為控制變量，u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。若γ>0，意味著存在正向創(chuàng)新空間效應(yīng)；若γ<0，意味著存在負(fù)向創(chuàng)新空間效應(yīng)。

第二步，利用Probit模型構(gòu)建處理方程：

D*=α+δZ+ε

(4)

如果D*>0,Prob(Ris=1|Z=φ(δZ))，則Ris=1；如果D*<0,Prob(Ris=0|Z=1-φ(δZ))， 則Ris=0。

(4)式主要用于分析潛在變量是否會(huì)影響創(chuàng)新空間，代入本文設(shè)置的變量后，選擇方程如下：

D*=α+δ1Z1+δ2Z2+δ3Z3+ε

(5)

其中，Z是潛變量，干預(yù)效應(yīng)模型假定u、ε兩個(gè)隨機(jī)誤差項(xiàng)服從二元正態(tài)分布，且假定var(u)=σ2，var(ε)=1，cov(u,ε)=ρσ2，ρ是兩個(gè)隨機(jī)誤差項(xiàng)u與ε的相關(guān)系數(shù)。這里需要針對(duì)原假設(shè)進(jìn)行似然檢驗(yàn)。結(jié)果顯示u與ε兩個(gè)隨機(jī)變量不存在共同的參數(shù)，回歸方程與選擇方程相互獨(dú)立，OLS回歸是合適的。進(jìn)一步地，列舉回歸方程中各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，主要變量的相關(guān)系數(shù)在0.3以下，證明變量之間除Gdp指標(biāo)，不存在明顯的多重共線性問(wèn)題，可以進(jìn)行回歸分析。

四、實(shí)證研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 基本回歸結(jié)果

本文首先運(yùn)用干預(yù)效應(yīng)模型，考察平均意義上是否存在創(chuàng)新空間效應(yīng)，即無(wú)論企業(yè)所有制形式、地理區(qū)域或者其他特征如何，所有的半導(dǎo)體企業(yè)是否均能從創(chuàng)新空間中獲得經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和技術(shù)投入增加。其次，考慮除創(chuàng)新空間外，還考慮了企業(yè)主特征和企業(yè)特征對(duì)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的影響，即創(chuàng)新空間對(duì)中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的影響程度存在異質(zhì)性的問(wèn)題。最后，引入所有制形式、地理區(qū)域、發(fā)展階段和戰(zhàn)略類(lèi)型與創(chuàng)新空間的交互項(xiàng)，通過(guò)系數(shù)來(lái)識(shí)別在創(chuàng)新空間環(huán)境下不同特征的企業(yè)營(yíng)業(yè)收入、所有者權(quán)益和技術(shù)投入金額的變化程度，計(jì)量交互效應(yīng)。

表2 主要變量及描述性統(tǒng)計(jì)

創(chuàng)新空間的企業(yè)數(shù)據(jù)作為處理組，而非創(chuàng)新空間的企業(yè)數(shù)據(jù)作為控制組。為了評(píng)估創(chuàng)新空間是否可以顯著促進(jìn)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和技術(shù)投入，本文直接的做法是對(duì)比處理組與控制組在營(yíng)業(yè)收入、所有者權(quán)益和技術(shù)投入金額方面的差異。表2結(jié)果顯示，截至2019年第三季度財(cái)報(bào)數(shù)據(jù)，創(chuàng)新空間組企業(yè)所有者權(quán)益與營(yíng)業(yè)收入分別高于非創(chuàng)新空間組22.42%和42.06%。創(chuàng)新空間組技術(shù)投入資本化和費(fèi)用化金額分別高于非創(chuàng)新空間組189.60%和42.11%。企業(yè)主特征方面，創(chuàng)新空間組比非創(chuàng)新空間組的男性比例高出9%，教育程度高出17.62%，工科學(xué)科背景高出46.77%。企業(yè)特征層面，創(chuàng)新空間組比非創(chuàng)新空間組的融資負(fù)債率高出92.56%，國(guó)有控股率高出18%，經(jīng)營(yíng)年限高出17.80%。創(chuàng)新空間要素方面，創(chuàng)新空間組比非創(chuàng)新空間組企業(yè)的東部區(qū)域分布比例高出10.48%，大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)高出17.14%，城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)率少22.48%，碳排放噸數(shù)少0.27%，綜合稅負(fù)率高出56.90%，金融市場(chǎng)化率高出18.39%，政府效率高出126.98%，城市吸引外來(lái)人口率高出50.43%。

但是，上述結(jié)果證明了創(chuàng)新空間效應(yīng)的存在，但不能說(shuō)明半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)之間因不同特征而存在效應(yīng)差異大小的問(wèn)題。本文進(jìn)一步研究企業(yè)主人口特征和企業(yè)特征對(duì)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和技術(shù)投入影響。企業(yè)主人口特征包括性別、教育程度和學(xué)科背景，企業(yè)特征包括所有制形式、融資負(fù)債和經(jīng)營(yíng)年限。

Ris影響Se的基礎(chǔ)回歸方程為：

Se=β0+β1Ls+β2Hr+β3Cd+β4Co+β5Tp+β6Fm+β7Ge+β8Le+u

(6)

在(6)式基礎(chǔ)上，增加Cv對(duì)Se的作用，方程分別為：

Se=β0+β1Sex+β2Ris+u

(7)

Se=β0+β1Sex+β2Edu+β3Ris+u

(8)

Se=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ris+u

(9)

Se=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5Ris+u

(10)

Se=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5To+β6Ris+u

(11)

Se=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5To+β6Bi+β7Ris+u

(12)

其中，Ris表示創(chuàng)新空間要素，Se表示企業(yè)所有者權(quán)益數(shù)，Sex表示企業(yè)主性別，Edu表示教育程度，Eb表示學(xué)科背景，Ed表示融資負(fù)債，To表示所有制形式，Bi表示經(jīng)營(yíng)年限，回歸分析結(jié)果如表3所示。

假說(shuō)H1提出：創(chuàng)新空間促進(jìn)中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)。(6)式顯示Ris對(duì)Se的影響，其中Ls、Co和Ge對(duì)Se影響不顯著，Hr、Cd、Tp、Fm和Le對(duì)Se影響顯著，針對(duì)所有者權(quán)益，每萬(wàn)人畢業(yè)生增長(zhǎng)0.04億元，每萬(wàn)平方米房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)竣工面積減少0.095億元，稅負(fù)率增加1%減少3.597億元，信貸規(guī)模與GDP占比每提高1%增加0.142億元，城市吸引外來(lái)人口每萬(wàn)人增加所有者權(quán)益金額6.102億元。(7)式顯示Sex對(duì)Se影響不顯著。(8)式顯示Edu對(duì)Se效果顯著為負(fù)，企業(yè)主學(xué)歷每增加一個(gè)等級(jí)，所有者權(quán)益減少1.410億元。(9)式顯示Eb對(duì)Se系數(shù)顯著為負(fù)，工科背景減少所有者權(quán)益4.254億元。(10)式顯示Ed對(duì)Se系數(shù)顯著為正，每?jī)|元融資負(fù)債增加所有者權(quán)益0.506億元。(11)式顯示To對(duì)Se影響不顯著。(12)式顯示Bi對(duì)Se系數(shù)顯著為正，每增加一年經(jīng)營(yíng)年限，所有者權(quán)益增加0.407億元。綜上所述，Ris對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)相關(guān)系數(shù)顯著為正，創(chuàng)新空間能顯著促進(jìn)半導(dǎo)體企業(yè)所有者權(quán)益增長(zhǎng)。

表3 經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)OLS回歸分析結(jié)果

假說(shuō)H2提出，創(chuàng)新空間對(duì)技術(shù)投入增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。本文以技術(shù)投入為被解釋變量，以創(chuàng)新空間要素和控制變量為解釋變量，Ris影響Ti的基礎(chǔ)回歸方程為：

Ti=β0+β1Ls+β2Hr+β3Cd+β4Co+β5Tp+β6Fm+β7Ge+β8Le+u

(13)

為減少上市公司“股價(jià)波動(dòng)”和“國(guó)有控股背景”對(duì)所有者權(quán)益的影響，本文使用Si作為Se的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w方程在(7)～(12)式基礎(chǔ)上改寫(xiě)為：

Si=β0+β1Sex+β2Ris+u

(14)

Si=β0+β1Sex+β2Edu+β3Ris+u

(15)

Si=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ris+u

(16)

Si=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5Ris+u

(17)

Si=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5To+β6Ris+u

(18)

Si=β0+β1Sex+β2Edu+β3Eb+β4Ed+β5To+β6Bi+β7Ris+u

(19)

其中，Ris表示創(chuàng)新空間要素，Si表示營(yíng)業(yè)收入，Ti表示技術(shù)投入，包含費(fèi)用化和資本化金額，Sex表示企業(yè)主性別，Edu表示教育程度，Eb表示學(xué)科背景，Ed表示融資負(fù)債，To表示所有者背景，Bi表示經(jīng)營(yíng)年限，回歸分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 技術(shù)投入OLS回歸分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

從表4可知，(13)式顯示Ls和Ge對(duì)Ti作用不顯著，Hr、Cd、Co、Tp、Fm和Le對(duì)Ti影響顯著，分別為：每萬(wàn)人大學(xué)生畢業(yè)人數(shù)，增加技術(shù)投入0.008億元；房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)每竣工1萬(wàn)平方米，減少技術(shù)投入0.006億元；碳排放量每增加1噸，增加技術(shù)投入4.351億元；綜合稅負(fù)率每增加1%，技術(shù)投入減少0.097億元；城市每吸引1萬(wàn)人外來(lái)人口，技術(shù)投入增加0.299億元。(14)式顯示Sex對(duì)Si影響不顯著。(15)式顯示Edu每增加一個(gè)等級(jí)，Si降低2.727億元。(16)式顯示企業(yè)主工科背景減少營(yíng)業(yè)收入7.075億元。(17)式顯示企業(yè)融資負(fù)債每增加1億元，營(yíng)業(yè)收入增加1.007億元。(18)式顯示非國(guó)有控股企業(yè)營(yíng)業(yè)收入比國(guó)有控股企業(yè)增加3.914億元。(19)式顯示經(jīng)營(yíng)年限每增加一年，營(yíng)業(yè)收入增加0.607億元。綜上所述，Ris對(duì)Ti相關(guān)系數(shù)顯著為正，創(chuàng)新空間能顯著促進(jìn)技術(shù)投入，假說(shuō)H2得到驗(yàn)證。

最后，引入交互項(xiàng)所有制形式(Ris×To)、地理區(qū)域(Ris×Le)、發(fā)展階段(Ris×Bii)和戰(zhàn)略類(lèi)型(Ris×Edd)，通過(guò)系數(shù)來(lái)識(shí)別在創(chuàng)新空間環(huán)境下不同特征的企業(yè)對(duì)Tr、Tii、Se和Si的影響程度，即構(gòu)建交互效應(yīng)的兩個(gè)自變量，分別考察變化值，證明異質(zhì)性并計(jì)量交互效應(yīng)。相關(guān)回歸方程如下。

Tr的交互項(xiàng)回歸方程為：

Tr=β0+β1(Ris×To,Ris×Le,Ris×Bii,Ris×Edd)+βiX+u

(20)

Tii的交互項(xiàng)回歸方程為：

Tii=β0+β1(Ris×To,Ris×Le,Ris×Bii,Ris×Edd)+βiX+u

(21)

Se的交互項(xiàng)回歸方程為：

Se=β0+β1(Ris×To,Ris×Le,Ris×Bii,Ris×Edd)+βiX+u

(22)

Si的交互項(xiàng)回歸方程為：

Si=β0+β1(Ris×To,Ris×Le,Ris×Bii,Ris×Edd)+βiX+u

(23)

表5 創(chuàng)新空間效應(yīng)影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

其中，X為控制變量；Ris為創(chuàng)新空間，Gdp均值以下為0，均值以上為1；To為所有制形式，非國(guó)有控股為0，國(guó)有控股為1；Le為地理區(qū)域，非東部區(qū)域?yàn)?，東部區(qū)域?yàn)?；Bii為企業(yè)發(fā)展階段，經(jīng)營(yíng)年限低于平均值13年的為0，等于或大于平均值13年的為1；Edd為戰(zhàn)略類(lèi)型，融資負(fù)債低于平均值16億元的為0，等于或大于平均值16億元的為1。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

假設(shè)H3提出，創(chuàng)新空間對(duì)不同特征的中國(guó)半導(dǎo)體企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和技術(shù)投入的影響程度具有異質(zhì)性。表5結(jié)果顯示：(1)在經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)方面，創(chuàng)新空間環(huán)境下國(guó)有控股企業(yè)比非國(guó)有控股企業(yè)提高所有者權(quán)益10.517億元，提高營(yíng)業(yè)收入21.321億元；成熟期企業(yè)比初創(chuàng)期企業(yè)促進(jìn)所有者權(quán)益9.998億元，提高營(yíng)業(yè)收入20.448億元；擴(kuò)張型戰(zhàn)略的企業(yè)比保守型企業(yè)增長(zhǎng)所有者權(quán)益33.212億元，提高營(yíng)業(yè)收入54.482億元。顯然，不同特征的企業(yè)在應(yīng)對(duì)創(chuàng)新空間環(huán)境時(shí)的方式應(yīng)有所不同。(2)在技術(shù)投入方面，半導(dǎo)體企業(yè)所有制形式、發(fā)展階段和戰(zhàn)略類(lèi)型指標(biāo)對(duì)技術(shù)投入具有顯著的正向作用。但是，企業(yè)所處地理區(qū)域?qū)Π雽?dǎo)體企業(yè)技術(shù)投入和經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)不具有一致性。這與通常認(rèn)為的東部區(qū)域相比于非東部區(qū)域更傾向于進(jìn)行技術(shù)投入不同。然而，這一結(jié)果有其合理性，通過(guò)進(jìn)一步分析非東部區(qū)域上市公司企業(yè)構(gòu)成發(fā)現(xiàn)，非東部區(qū)域半導(dǎo)體上市公司有8家，占總體的9.63%，但非東部區(qū)域國(guó)有控股企業(yè)占總體的近40%，且所有者權(quán)益平均值為28.15億元，是總體平均值的13.40億元的2.1倍。顯然，國(guó)有控股因素使得回歸分析結(jié)果與其他一些文獻(xiàn)結(jié)果不具有可比性[34]，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中已經(jīng)通過(guò)Si替代Se剔除了這一因素的影響偏差。

(二) 半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新空間的全球效應(yīng)檢驗(yàn)

表6 世界半導(dǎo)體創(chuàng)新空間效應(yīng)主要變量

為分析中國(guó)創(chuàng)新空間效應(yīng)與普遍意義上的異質(zhì)性，本文依據(jù)世界銀行和哈佛大學(xué)Atlas數(shù)據(jù)庫(kù)，收集1995—2017年半導(dǎo)體出口金額大于1000萬(wàn)美元的全球51個(gè)經(jīng)濟(jì)體數(shù)據(jù)。依據(jù)創(chuàng)新空間普遍的GDP劃分標(biāo)準(zhǔn)，將人均GDP平均值27379美元以上的國(guó)家作為處理組，平均值以下的國(guó)家作為對(duì)照組，統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表6所示。

本文以出口金額為被解釋變量，以創(chuàng)新空間要素和控制變量為解釋變量，Ris影響Esi的基礎(chǔ)回歸方程為：

Esi=β0+β1Hr+β2Cd+β3Co+β4Tp+β5Fm+β6Ge+β7Le+u

(24)

在(24)式基礎(chǔ)上，增加Cv對(duì)Esi的調(diào)節(jié)作用，方程分別為：

Esi=β0+β1Gdp+β2Ris+u

(25)

Esi=β0+β1Gdp+β2Ac+β3Ris+u

(26)

Esi=β0+β1Gdp+β2Ac+β3Rac+β4Ris+u

(27)

Esi=β0+β1Gdp+β2Ac+β3Rac+β4Pp+β5Ris+u

(28)

Esi=β0+β1Gdp+β2Ac+β3Rac+β4Pp+β5Eci+β6Ris+u

(29)

其中，Ris表示創(chuàng)新空間要素，Esi表示半導(dǎo)體出口金額，Gdp表示人均國(guó)民收入，Ac表示亞洲國(guó)家類(lèi)別，Rac表示比較優(yōu)勢(shì)度，Pp表示產(chǎn)品鄰接度，Eci表示經(jīng)濟(jì)復(fù)雜度，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 全球半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新空間效應(yīng)

由表6可知，中國(guó)創(chuàng)新空間效應(yīng)與全球存在共性。教育程度方面，回歸系數(shù)顯著為正，分別為0.032和4.994；稅收政策方面，回歸系數(shù)顯著為負(fù)，分別為-0.015和-3.339；金融市場(chǎng)化方面，回歸系數(shù)顯著為正，分別為0.202和0.248；人居環(huán)境方面，回歸系數(shù)顯著為正，分別為3.725和0.026。這說(shuō)明Hr、Tp、Fm、Le對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)和半導(dǎo)體出口的促進(jìn)作用顯著為正。政府效率方面，中國(guó)與平均結(jié)果一致，均不具有顯著影響。當(dāng)然，中國(guó)創(chuàng)新空間效應(yīng)也存在異質(zhì)性。城鎮(zhèn)化增長(zhǎng)率方面，中國(guó)顯著為負(fù)，但世界半導(dǎo)體平均意義顯著為正，這說(shuō)明中國(guó)的城鎮(zhèn)化應(yīng)當(dāng)從注重房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)轉(zhuǎn)向注重產(chǎn)業(yè)配套和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。綠色經(jīng)濟(jì)方面，中國(guó)碳排放對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)促進(jìn)不顯著，但平均意義顯著為正，部分可能的解釋是中國(guó)“十三五”規(guī)劃提出產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，節(jié)能減排舉措作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能有滯后效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策建議

創(chuàng)新空間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生重要影響[35]。本文利用中國(guó)2004—2019年23個(gè)省份83家上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)，采用干預(yù)效益模型和OLS回歸分析方法對(duì)創(chuàng)新空間在促進(jìn)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)方面、擴(kuò)大技術(shù)投入方面以及創(chuàng)新空間效應(yīng)的異質(zhì)性方面進(jìn)行研究，結(jié)果表明：創(chuàng)新空間的半導(dǎo)體上市公司更可能進(jìn)行技術(shù)投入。該研究結(jié)果說(shuō)明，企業(yè)在創(chuàng)新空間環(huán)境下將技術(shù)研發(fā)投入視為應(yīng)對(duì)出口貿(mào)易受限和技術(shù)更新受限的行為,并承受政府和社會(huì)公眾較高的創(chuàng)新預(yù)期，因此對(duì)政府的研發(fā)補(bǔ)助、稅收優(yōu)惠、費(fèi)用加計(jì)扣除等政策更為敏感，行動(dòng)也更符合期望；創(chuàng)新空間會(huì)放大技術(shù)投入對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的正面影響。創(chuàng)新空間下的上市公司為獲得諸如歐盟、東南亞等區(qū)域的出口份額，需要較高的技術(shù)領(lǐng)先地位，其承擔(dān)半導(dǎo)體出口責(zé)任的行為更易被社會(huì)公眾了解，有助于企業(yè)獲得新的資源渠道，進(jìn)一步改善經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，這為深入理解上市公司技術(shù)投入的動(dòng)因和影響提供了一個(gè)新的研究視角。本文還驗(yàn)證了中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)的“波特假說(shuō)”理論。本文檢驗(yàn)了半導(dǎo)體市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力下，創(chuàng)新空間和技術(shù)投入對(duì)于經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，進(jìn)而豐富了創(chuàng)新空間與技術(shù)投入和經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)相互作用的理論視角。

為促進(jìn)中國(guó)和亞洲半導(dǎo)體經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)，切實(shí)發(fā)揮創(chuàng)新空間的作用，本文對(duì)比中國(guó)與世界半導(dǎo)體創(chuàng)新空間效應(yīng)，提出以下政策建議：(1)創(chuàng)新空間可能造成國(guó)內(nèi)大部分非創(chuàng)新空間和創(chuàng)新空間內(nèi)本土企業(yè)暫時(shí)的出口縮減，但隨著知識(shí)溢出效應(yīng)的發(fā)揮，從長(zhǎng)期來(lái)看，可以提高整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和福利水平。研究表明創(chuàng)新空間對(duì)半導(dǎo)體上市公司的營(yíng)業(yè)收入和所有者權(quán)益有促進(jìn)作用，并且國(guó)有控股企業(yè)、戰(zhàn)略擴(kuò)張型企業(yè)、經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)企業(yè)的創(chuàng)新空間對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大。這要求國(guó)家在創(chuàng)新空間的頂層制度設(shè)計(jì)上，進(jìn)一步發(fā)揮政府引導(dǎo)作用，加大國(guó)有控股半導(dǎo)體企業(yè)的產(chǎn)業(yè)升級(jí)引領(lǐng)作用，緩解金融市場(chǎng)融資約束。(2)增加中國(guó)半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，發(fā)揮技術(shù)投入對(duì)經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。研究表明，無(wú)論在技術(shù)研發(fā)費(fèi)用化階段或者技術(shù)研發(fā)資本化階段，技術(shù)投入對(duì)于經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用均較為顯著。(3)創(chuàng)新空間具體要素投入方面，應(yīng)加大教育和科研投入，降低企業(yè)稅負(fù)率，緩解金融市場(chǎng)約束，提高城市人居環(huán)境。當(dāng)然，中國(guó)創(chuàng)新空間效應(yīng)的異質(zhì)性也說(shuō)明城鎮(zhèn)化并非提高半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)發(fā)展的唯一途徑，加強(qiáng)城市產(chǎn)業(yè)配套、減少碳排放和發(fā)展綠色經(jīng)濟(jì)已經(jīng)為全球半導(dǎo)體產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的重要因素。