實際控制人境外居留權與企業技術創新
——基于中國制造業民營上市公司的經驗證據

(中南財經政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

近年來中國經濟持續融入全球化，產品、服務、技術、人才交流日益頻繁，中國已成為全球第四大國際移民來源國，有近1 000萬中國移民在境外國家或地區生活注數據來自國際移民組織(IOM)發布的《世界移民報告2018》。，其中企業家是移民群體中的重要組成部分。目前我國民營上市公司實際控制人擁有境外居留權的比例在不斷擴大，以制造業為例，從2007年的2.03%增加至2016年的6.96%注數據來自國泰安數據庫。。與一般中國公民相比，擁有境外居留權的實際控制人能夠隨時離境，當其存在違規行為時，可以更加方便“跑路”以逃避法律風險和聲譽風險，如，2017年7月，樂視控股集團實際控制人賈躍亭因無力償還債務而出逃美國，通過境外居留權規避了國內的法律制裁，當年12月樂視為了挽回市場信心，在發布CEO繼任公告時突出強調了新任CEO無永久境外居留權的情況注《賈躍亭再見！融創劉淑青任樂視網CEO，強調“無永久境外居留權”》，騰訊網2017年12月21日。。違法者通過離境逃脫法律制裁的問題也引起了我國政府的高度關注，2018年全國公安機關在“獵狐2018”專項行動中，從80余個國家和地區緝捕經濟犯罪在逃嫌疑人1 020名，黨的十八大以來，“獵狐行動”累積從120余個國家和地區緝捕經濟犯罪在逃嫌疑人4 600余名注《全國公安機關持續深化境外追逃追贓“獵狐”專項行動》，公安部網站2019年2月22日。。對于實際控制人擁有境外居留權，投資者普遍表示了擔憂注儲偉偉.《新股實際控制人頻擁境外居留權，引投資者質疑》《金證券》2014年6月14日。。前人研究發現，當實際控制人擁有境外居留權時，會從事更多的關聯交易、掏空、舞弊等行為[1]，企業會產生更多的欺詐行為[2]與避稅行為[3]。技術創新是企業長期競爭力的來源[4]，那么民營上市公司實際控制人擁有境外居留權是否會給企業技術創新帶來負面影響呢？在當前國家大力實施創新驅動戰略和支持民營經濟發展背景下，這一話題具有很強的現實意義，亟待深入研究。

根據高層梯隊理論，高管的個人特征，如教育背景、職業生涯、生活經歷、社會關系等，會影響公司的經營活動[5-6]。與常規的經營活動不同，創新活動具有風險性、不可預測性、長期性、多階段、勞動密集型和異質性等特征，需要極大的耐心、冒險精神和試驗新方法的強烈意愿[7]。因此，國內外學者對于高管個人特征與企業創新關系進行了大量的研究，如，海歸高管具有飛機駕駛證的CEO、自戀CEO、發明家背景高管與企業創新[8-11]。企業創新是高管與非管理層員工共同努力的結果[12]，不少學者也研究了非管理層員工的個人特征對企業創新的影響，如，擁有股票期權的非管理層員工、良好情緒的企業發明者[13-14]與企業創新。與股權高度分散的西方國家上市公司不同，中國上市公司股權相對集中[15]，其控制權更多掌握在實際控制人手中。實際控制人通常直接兼任高管或者間接控制高管[16]，對企業經營活動有著充分的影響力[17]。前人文獻已經關注到了高管作為創新活動的決策者，非管理層員工作為創新活動的實施者，兩者的個人特征會影響企業創新，但卻沒有關注到對企業創新活動有著較大主導權的實際控制人的個人特征是否會影響企業創新。為了彌補這一研究不足，本文選取了實際控制人擁有境外居留權這一特征進行探討，該特征不僅反映了實際控制人異質性的個人偏好，而且在當前經濟形勢下具有較強的現實意義。因此，本文利用中國制造業民營上市公司數據，實證檢驗了實際控制人境外居留權與企業技術創新的關系，研究發現實際控制人擁有境外居留權顯著抑制了企業技術創新，且該效應在資本密集型、更高控制權、位于制度環境較差地區企業中更加明顯。

相對已有文獻，本文的貢獻體現在以下幾個方面：一是擴展了高管個人特征與企業創新的關系研究。在企業內部，創新活動的參與者主要包括高管和非管理層員工。由于西方上市公司股權較為分散，因此國內外學者主要聚焦于高管個人特征與企業創新關系的研究，少數學者關注了非管理層員工個人特征與企業創新的關系。但中國上市公司股權相對集中，高管很多情況下僅僅是實際控制人的“代理人”，實際控制人能夠直接影響企業創新活動，其個人特征在一定程度上會塑造企業的創新行為。因此，本文以實際控制人擁有境外居留權的個人特征為研究對象，考察了實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新的關系，擴展了企業創新的研究領域。二是前人文獻從審計費用、避稅、研發國際化等角度研究了實際控制人境外居留權的經濟后果，但實際控制人境外居留權對于企業技術創新產出是否有顯著影響并沒有給出明確的答案，因此本文從技術創新產出的數量和質量兩個視角出發開展研究，發現實際控制人擁有境外居留權同時抑制了企業技術創新數量與質量，豐富了實際控制人境外居留權的經濟后果的文獻。三是本文除了具有一定的理論價值外，還有較大的現實意義。研究結論表明，民營企業實際控制人獲取境外居留權影響了其個人偏好和決策行為，改變了企業戰略設計和經營思路，最終降低了企業創新績效。習近平總書記強調，民營經濟是推動社會主義市場經濟發展的重要力量，民營企業要不斷增強創新能力和核心競爭力[注]2008年11月1日習近平《在民營企業座談會上的講話》。。本研究結論為促進民營企業技術創新，提升我國實體經濟發展提供了一定的政策參考。

二、文獻綜述

(一)高管個人特征與企業創新

從Hambrick和Mason(1984)[5]提出高層梯隊理論以來，國內外學者圍繞高管個人特征與企業創新的關系進行了大量的研究。高管是企業的決策者，負責分配企業資源，設計與實施企業戰略，其個人特征、管理風格、激勵機制等會對企業創新產生重大影響[12]。很多學者從不同角度研究了高管特征與企業創新的關系。

一是個人性格。CEO過度自信的企業的加權專利數更高，過度自信的CEO往往低估失敗發生的概率，更可能追求固有風險和不確定性高的創新項目[18]。具有飛機駕駛證資格的CEO與企業創新成果正相關，飛機駕駛證代表CEO敢于冒險，具有追求新奇體驗的愿望，創造力較高[9]。Ham等(2018)[10]使用美國證券交易委員會文件中CEO簽名的大小來衡量個人自戀，發現CEO自戀導致過度研發投資。二是職業背景。財務背景的CEO與企業創新顯著負相關[19]。發明家高管通過提供專業知識、提升管理層多元化、減輕管理層短視、向企業內部個體發明家傳遞激勵信號等途徑促進企業創新[11]。三是教育。接受過STEM(科學、技術、工程和數學)教育的高管在企業技術進步中起著關鍵作用[20]。海歸高管顯著促進企業的技術創新投入和產出[8]。四是生活經歷。與經濟繁榮時期加入勞動力市場的CEO相比，那些在經濟蕭條時期開始職業生涯的CEO將實施保守的研發支出政策[21]。

不少學者也研究了非管理層員工個人特征與企業創新的關系，如，Chang等(2015)[13]發現非管理層雇員的股票期權與企業創新產出的數量質量正相關。Chen 等(2018)[14]發現企業發明者的集體情緒與企業創新正相關，好的情緒能提高發明者的創造力和工作主動性。

(二)實際控制人境外居留權

近年來，中國民營企業實際控制人取得境外居留權的情況越來越多，引起了很多學者的關注。大多數學者認為實際控制人擁有境外居留權給企業帶來了負面影響。如，實際控制人擁有境外居留權顯著增加了審計費用[1]，企業出現更多欺詐行為[2]。當企業實際稅負較高時，實際控制人擁有境外居留權會顯著加劇企業避稅行為[3]。部分學者認為實際控制人擁有境外居留權對企業產生了正面影響。如，由于企業可能面臨更嚴格的監管，實際控制人擁有境外居留權反而降低了企業避稅行為[22]。實際控制人擁有境外居留權提升了上市公司海外研發活動[23]。

通過對現有文獻的梳理，我們發現，作為創新活動的參與者，高管與非管理層員工的個人特征均能夠影響企業創新。但對于實際控制人個人特征能否影響企業創新尚沒有深入研究。前人文獻研究了實際控制人境外居留權對企業審計費用、避稅、欺詐等方面的影響，但忽略了實際控制人對于企業技術創新的影響，因此本文從實際控制人擁有境外居留權的視角出發，考察實際控制人個人特征對企業技術創新的影響，補充了企業創新領域的相關研究，豐富了實際控制人境外居留權的經濟后果的文獻。

三、理論分析與假設提出

中國上市公司的股權集中于控股股東或大股東[15]，而控股股東或大股東通常由實際控制人通過金字塔、交叉持股、多重持股等方式控制[3]，因此實際控制人對于企業有較大的主導權。民營企業實際控制人獲取境外居留權反映了其個人偏好，改變了其決策行為，進而影響了企業的戰略選擇和資源配置，最終削弱了企業的創新水平。

一是加劇了實際控制人的短視行為，降低了企業研發投入。心理學研究表明，個體對未來自我的看法以及對未來生活的聯想會影響個體現在的心理和行為[24]。實際控制人無論是出于追求境外教育質量、醫療水平，還是優良環境、食品安全等動機而獲取境外居留權，均存在未來到境外定居的可能性，且境外的生活、工作、社會關系、人文環境等與境內差異較大，這影響了實際控制人當前的心理狀態和行為模式。Hershfield等(2012)[25]發現，當個體感知到未來自我與現在自我相似度較低時，個體更容易以謊言、虛假承諾和作弊等不道德行為去獲取眼前利益，而較少考慮這些行為對未來自我造成的負面影響。Bartels和Urminsky(2011)[26]也發現，當個體在心理上與其未來自我的密切聯系和相似度越低時，他們越優先考慮眼前利益，而不是未來利益。實際控制人獲取境外居留權之后，降低了其未來自我與現在自我的相似度，會更加注重當前收益，出現更多的短視行為，而創新活動往往回報周期長[7]，因此實際控制人會減少長期性的創新投資，實施更多“短平快”的投資項目。

二是損害了投資者、債權人等利益相關者的利益，提升了企業融資成本。擁有境外居留權的實際控制人在損害他人利益之后可以隨時離境逃避民事和法律責任，這給投資者、債權人等利益相關者帶來了人為風險。祝婧媛和何貴兵(2016)[27]發現在風險決策中, 由于人為風險造成的壞結果使得人們產生一種背叛的負面感受，因此與客觀風險相比，即使兩種風險發生的概率相同，人們也會更多規避人為風險。在面臨實際控制人擁有境外居留權帶來的人為風險時，投資者會減少對企業的投資或者要求更高的投資溢價，債權人如銀行也會向企業要求更高的貸款利率，更嚴格的非價格條款約束、更高的抵押要求，從而提高了企業的股權融資成本和債務成本，加劇了企業融資約束，最終降低了企業創新投資。

三是增加了實際控制人與中小股東之間的代理成本，降低了創新投資的動力。境外居留權為實際控制人從事財務欺詐或者違法違規行為提供了相對便利的條件[23]。同時，中國法制環境相對不成熟使得實際控制人從事不合法或不合規行為的懲罰成本較低[22]，進而增加了實際控制人實施掏空行為的動機，加劇了對中小股東利益的損害，代理成本的上升使得實際控制人缺乏進行持續高水平公司創新投資的激勵[28]。綜上所述，本文提出第一個假說。

H1實際控制人擁有境外居留權抑制了企業技術創新數量與質量。

與一般的投資項目不同，創新項目具有其特殊屬性：(1)風險性，創新失敗的概率很高；(2)不可預見性，創新過程中出現的很多突發事件是不可能預料的；(3)長期性，創新活動通常包含多個階段，需較長時間才能獲得收益[7]。由于企業創新過程中可能遇到研發失敗、技術瓶頸、市場接受度低、競爭對手模仿抄襲等問題，導致研發投資比其他投資獲得回報的可能性低，企業可能規避風險而放棄創新活動[29]。實際控制人擁有境外居留權后，變得更加短視，對于不確定性較大的創新項目投資失敗更加敏感，進而降低了企業風險承擔，最終減少了企業創新產出。因此，本文提出第二個假說。

H2實際控制人擁有境外居留權削弱了風險承擔，從而抑制了企業技術創新。

根據資源依賴理論，組織的生存和發展依賴于從外部環境中獲取的資源[30]，企業的競爭優勢來自于其擁有的資源。中國傳統的人情社會文化導致商業環境更多受到人際關系等非正式制度的約束[31]，民營企業經營高度依賴于實際控制人的聲譽、社會關系、政治聯系等[32]。企業利益相關者對于實際控制人擁有境外居留權普遍給予負面評價[3]，實際控制人擁有境外居留權造成了實際控制人聲譽的損失，降低了企業獲取“關系型”貸款、政府補助等資源的能力，提高了融資成本，增加了融資約束，最終抑制了企業技術創新。綜上所述，本文提出第三個假說。

H3實際控制人擁有境外居留權加劇了融資約束，從而抑制了企業技術創新。

實際控制人擁有境外居留權，一方面傳遞出企業出現風險時實際控制人可以隨時“跑路”，將“爛攤子”留給員工的信息，這降低了員工的心理安全感。陸靜怡和王越(2016)[33]發現個體在心理安全感較低時會更加規避風險，在風險決策中選擇更加穩定收益的項目。由于創新的高度不確定性，在實際控制人擁有境外居留權之后，企業研發人員會更加擔心創新失敗帶來的個人薪酬、職位、名譽等方面的損失，從而實施周期短、風險小的低質量創新項目，而不愿意實施周期長、風險大的高質量創新項目；另一方面傳遞出實際控制人追逐短期利益，更容易實施舞弊欺詐行為的信息[2]，這削弱了員工對于企業的信任度。屠興勇等(2017)[34]發現，企業內部的信任氛圍對員工績效具有正向影響，當信任度變差時，企業研發人員對于企業的身份認同下降，影響了研發人員的工作積極性和主動性，最終導致創新產出效率下降。因此本文提出第四個假說。

H4實際控制人擁有境外居留權降低了發明者創新效率，從而抑制了企業技術創新。

四、研究設計

(一)樣本選擇和數據來源

根據《全國企業創新調查年鑒2017》，2016年我國規模以上企業中實現技術創新的企業占比僅為22%，其中制造業企業實現技術創新占比為33.1%，因此本文選取非ST、制造業的民營上市公司作為研究樣本。參照中國證監會2007年發布的《〈首次公開發行股票并上市管理辦法〉第十二條“實際控制人沒有發生變更”的理解和適用——證券期貨法律適用意見第1號》，公司控制權為“是能夠對股東大會的決議產生重大影響或者能夠實際支配公司行為的權力，其淵源是對公司的直接或者間接的股權投資關系”，所以本文將實際控制人界定為直接持有公司股份50%及以上比例；雖不直接持有公司股份或者其直接持有的股份達不到50%比例，但通過投資關系、協議或者其他安排，能夠實際支配公司行為的自然人。

2003年中國證監會發布《公開發行證券的企業信息披露內容與格式準則第2號—年度報告的內容與格式》，要求上市公司必須披露實際控制人的境外居留權情況。實際控制人境外居留權原始數據來自于國泰安數據庫，在此基礎上根據企業網站、財務報告等進行手工整理。本文認為實際控制人的境外居留權包含永久境外居留權和外國國籍，但不包含臨時境外居留權。當實際控制人擁有香港、澳門、臺灣地區永久居留權時，也認為其具有境外居留權。專利、財務、風險承擔等數據均來自于國泰安數據庫。上市公司從2007年開始披露研發支出數據，所以樣本期選擇從2007年至2016年。為了消除樣本中變量異常值的影響，本文對變量進行Winsorize(1%)處理。

為了保證實際控制人擁有境外居留權的公司(處理組)和實際控制人沒有境外居留權的公司(控制組)具有充分的可比性，本文運用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，簡稱PSM)解決樣本選擇偏差問題。PSM方法第一步選擇協變量集合X。將可能影響到處理變量和結果變量的變量全部包括進來，以滿足可忽略性假設。基于數據的可得性，選擇實際控制人性別、年齡、教育程度、是否兼任總經理或董事長、控制權比例等可能影響實際控制人獲得境外居留權的變量，以及影響企業技術創新的變量納入協變量集合。第二步使用logit回歸模型估計傾向得分進行配對。最終獲得實際控制人擁有境外居留權的公司和實際控制人沒有境外居留權的公司年度樣本均為564個，合計1 128個公司年度觀察值。

(二)變量定義

1.被解釋變量——技術創新數量

《專利法》規定，專利分為三種類型，發明、實用新型和外觀設計專利。借鑒以往文獻，本文分別采用總專利授權、發明專利授權和非發明專利授權來代表企業技術創新，其中非發明專利為實用新型專利與外觀設計專利之和。由于原始數據存在一些為0的情況，因此對專利授權加1后取自然對數，考慮到企業從研發投資到創新產出存在一定時滯，因此對專利授權進行滯后一期處理。

2.被解釋變量——技術創新質量

目前國外文獻一般用專利引用來反映技術創新質量，認為有更多未來發明者引用的專利影響力更大。專利較高的引用水平意味著其更顯著的重要性或適用性，可獲得的市場價值也更高[29]。但由于目前國內專利引用的數據較難獲取，因此本文一方面參照張杰和鄭文平(2018)[35]，采用發明專利和實用新型專利的國際IPC分類前四位來衡量技術創新質量，并取自然對數和滯后一期處理。IPC分類前四位格式為“部—大類—小類”，如“G01B”含義為“G儀器—01測量——B長度、厚度或類似線性尺寸的計量”。專利分類代表著專利的知識寬度，反映了專利所含知識的復雜性和廣泛性，能較好地衡量企業技術創新質量。專利分類數量越多，技術創新質量越高。另一方面參考黎文靖和鄭曼妮(2016)[36]，采用發明專利申請量占總專利申請量比重，發明專利授權量占總專利授權量比重來衡量技術創新質量。

3.解釋變量

實際控制人擁有境外居留權，取值為1，不擁有境外居留權取值為0。當企業中存在多名實際控制人時，只要其中一名實際控制人擁有境外居留權，則認為該企業的實際控制人擁有境外居留權。

表1 主要變量定義

變量類型變量變量名稱變量定義因變量lnPatent_AL專利申請量lnPatentI_AL發明專利申請量lnPatentII_AL非發明專利申請量lnPatent_WL專利授權量lnPatentI_WL發明專利授權量lnPatentII_WL非發明專利授權量lnsL發明專利IPC分類量lnsuL實用新型專利IPC分類量加1后取自然對數并滯后一期自變量residency實際控制人擁有境外居留權有境外居留權,取值1,否則為0協變量gender實際控制人性別實際控制人的性別、年齡、教育程度,其中lnage實際控制人年齡年齡取對數education實際控制人教育程度受教育程度具體為(1=中專及中專以下,2=大專,3=本科,4=碩士生,5=博士生)plus是否兼任總經理或董事長兼任總經理或董事長取值1,否則為0lncscale控制權比例實際控制人擁有上市公司控制權比例,取對數控制變量Ln_Asset企業規模總資產的自然對數Ln_firmAge企業年齡企業年齡的自然對數Salegrow營業收入增長率(本期營業收入-上期營業收入)/上期lnsalepp人均營業收入營業收入/員工數量,再取對數PPE有形資產占比固定資產/總資產RDI研發強度研發支出/銷售收入ROA資產回報率凈利潤/總資產MB賬面市值比期末總市值/總資產Cash現金資產比率現金/總資產LEV資產負債率總負債/總資產Liquidity流動性(流動資產-流動負債)/總資產hhi赫芬達爾指數hhi2赫芬達爾指數的平方stockr年收益率股票當年持有期年收益率stockv交易日收益率標準差股票當年日收益率的標準差中介變量beta年度貝塔系數lnSA融資約束取對數Invente發明者創新效率研發人員的人均專利授權量

4.協變量

影響實際控制人獲得境外居留權的變量具體包括實際控制人性別(gender)、年齡(lnage)、教育程度(education)、是否兼任總經理或董事長(plus)、控制權比例(lncscale)。

5.控制變量

根據前人文獻，參照文獻[9，29，11]，控制變量包括總資產自然對數(Ln_Asset)衡量企業規模；年齡自然對數(Ln_firmAge)衡量企業投入創新的經驗；營業收入同比增速(salegrow)代表企業未來成長機會；人均營業收入(lnsalepp)代表員工勞動生產率；有形資產占比(PPE)衡量企業的借貸能力；研發強度(RDI)衡量企業創新投入，計算公式為研發支出/銷售額；資產回報率(ROA)反映企業創造價值的能力；賬面市值比(MB)，同樣反映企業未來成長機會；現金資產比率(Cash)反映現金持有對技術創新的影響；資產負債率(LEV)反映企業承擔的債務水平高低與進一步借債的可能性大小；流動性(liquidity)反映企業的融資約束；赫芬達爾指數(hhi)及其平方項(hhi2)衡量企業所在行業競爭程度；股票持有期年收益率(stockr)衡量企業股票市場表現；股票當年交易日收益率標準差(stockv)衡量企業股票收益的波動情況。

6.中介變量

包括衡量企業風險承擔的年度beta系數；反映融資約束的SA指數；衡量發明者創新效率的研發人員人均專利授權量。具體如表1所示。

(三)模型設計

針對本文需要檢驗的假說，設定以下模型

Innovationit=a0+a1residencyit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(1)

Betait=a0+a1residencyit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(2)

Innovationit=a0+a1residencyit+a2Betait+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(3)

SAit=a0+a1residencyit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(4)

Innovationit=a0+a1residencyit+a2SAit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(5)

Inventeit=a0+a1residencyit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(6)

Innovationit=a0+a1residencyit+a2Inventeit+Controlit+Industryi+Yeart+εit

(7)

上述模型中，模型(1)用來檢驗假說1；模型(2)(3)用來檢驗假說2；模型(4)(5)用來檢驗假說3；模型(6)(7)用來檢驗假說4。Innovationit表示企業技術創新；residencyit表示企業年度實際控制人境外居留權；Betait代表企業風險承擔；SAit代表融資約束；Inventeit代表發明者創新效率；Controlit代表影響企業技術創新的控制變量；Industryi表示行業固定效應，Yeart表示年份固定效應，εit為隨機干擾項。

五、實證結果

(一)描述性統計

表2報告了模型主要變量的基本描述性統計量，包括樣本觀測值、平均值、中位數、標準差、最小值及最大值。由表2可知，在所有樣本企業中，實際控制人擁有境外居留權的企業樣本占全部樣本比例約為52.6%。發明專利平均IPC分類量(s)約為8.32件，實用新型專利IPC分類量(su)約為9.2件；總專利平均授權量(PatentW)約為24.99件，發明專利平均授權量(PatentIW)4.93件，非發明專利平均授權量(PatentIIW)19.33件，發明專利授權占總專利授權比例僅為19.73%。由此可知，樣本企業的技術創新主要以實用新型和外觀設計專利為主，價值較高的發明專利占比較低，表明樣本企業整體上技術創新質量不高。

表2 描述性統計

表3 一對一匹配后的平衡性檢驗

變量U未匹配/M匹配平均值標準化偏差T檢驗處理組控制組標準化偏差(%)偏差減少額(%)t值P值genderU0.920 70.922 0-0.5-0.110.915M0.920 70.922 0-3.1-585.7-0.550.582lnageU3.913 23.928 2-10.1-2.310.021M3.913 23.911 7190.30.170.866educationU3.084 33.066 02.10.480.628M3.084 33.096 1-1.335.6-0.230.818plusU0.723 40.806 7-19.7-4.830M0.723 40.706 6479.70.640.520lncscaleU3.591 63.556 76.81.650.1M3.591 63.596 5-185.9-0.170.868Ln_AssetU21.34321.498 0-16.4-3.750M21.34321.316 02.982.60.50.619Ln_firmAgeU2.565 32.514 911.42.60.009M2.565 32.530 67.831.21.350.177salegrowU0.434 30.451 9-0.3-0.050.956M0.434 30.551 7-1.9-567.6-0.380.705lnsaleppU13.310 013.388 0 -6.4-1.530.126M13.310 013.332 0-1.871.3-0.320.751PPEU0.222 50.232 4-7.8-1.780.076M0.222 50.222 7-0.297.6-0.030.974RDIU0.034 70.033 82.80.660.507M0.034 70.034 7-0.195.6-0.020.983ROAU0.049 80.043 4112.690.007M0.049 80.049 30.892.40.140.888MBU2.731 52.470 511.72.820.005M2.731 52.774 3-1.983.6-0.310.757CashU0.228 40.195 022.85.710M0.228 40.225 81.892.30.290.774LEVU0.340 50.378 2-18.3-4.410M0.340 50.341 1-0.398.3-0.050.956liquidityU0.299 30.258 116.33.780M0.299 30.300 7-0.696.6-0.10.924hhiU0.085 60.086 7-1.5-0.330.738M0.085 60.084 51.510.280.779hhi2U0.012 10.013 6-5.8-1.150.249M0.012 10.011 52.163.70.490.627stockrU0.346 00.349 9-0.4-0.10.916M0.346 00.366 4-2.2-423.5-0.340.736stockvU0.035 90.033 14.51.960.050M0.035 90.035 9099.900.999

注：本表只展示了總專利授權的一對一匹配后的平衡性檢驗結果，其他平衡性檢驗結果作者備索。

(二)基本回歸結果

1.實際控制人境外居留權與企業技術創新數量

在進行傾向得分匹配估計前，先進行平衡性檢驗。表3給出了一對一匹配的平衡性檢驗結果，結果表明，匹配后所有協變量的標準化偏差均小于10%，且所有t檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設，與匹配前結果相比，大多數協變量的標準化偏差大幅下降，說明協變量均通過平衡性檢驗，傾向得分匹配較大程度地降低了實際控制人擁有境外居留權的企業與實際控制人沒有境外居留權的企業之間的特征差異。根據PSM匹配后的樣本進行OLS回歸能較好地解決樣本選擇偏差問題。

表4 實際控制人境外居留權與企業技術創新數量(PSM)

模型(1)(2)(3)被解釋變量總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-0.606**(0.264)-0.498**(0.239)-0.596**(0.301)Ln_Asset0.202**(0.081)0.244***(0.074)0.170*(0.093)Ln_firmAge1.953***(0.347)1.489***(0.314)1.785***(0.394)salegrow-0.011**(0.005)-0.011***(0.004)-0.007(0.005)lnsalepp-0.025(0.031)-0.033(0.028)-0.031(0.036)PPE-0.097(0.420)0.667*(0.380)-0.527(0.478)RDI2.386(1.933)2.016(1.749)1.318(2.199)ROA-0.455(0.693)0.607(0.627)-1.040(0.789)MB0.014(0.016)0.004(0.015)0.011(0.018)Cash-0.013(0.323)-0.196(0.292)0.311(0.367)LEV-0.445(0.374)-0.036(0.339)-0.719*(0.426)liquidity-0.236(0.356)0.074(0.322)-0.404(0.405)hhi-7.420**(3.161)-9.768***(2.860)-6.062*(3.596)hhi213.766*(7.215)20.224***(6.528)11.645(8.210)stockr0.035(0.050)-0.012(0.045)0.051(0.057)stockv-0.342(0.517)-0.027(0.468)-0.487(0.588)行業固定YESYESYES年份固定YESYESYESN1 1281 1281 128R20.4040.2910.287

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設，下同。

表4報告了PSM匹配樣本下的實際控制人境外居留權對企業技術創新數量的OLS回歸結果。從表4模型(1)—(3)可知，實際控制人境外居留權的回歸系數為-606、-498、-0.596，且在5%水平上顯著。這表明，實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新之間存在顯著的負相關關系，當期實際控制人擁有境外居留權使得企業下一年總專利授權量、發明專利授權量和非發明專利授權量分別平均降低約60.6%、49.8%和59.6%，實際控制人擁有境外居留權對企業技術創新的抑制作用在統計和經濟意義上均較為明顯，實證檢驗結果驗證了研究假說1。控制變量回歸結果方面，如企業規模與企業技術創新顯著正相關，說明資產規模越大，企業越有實力從事創新活動，創新產出更多；企業年齡與企業技術創新顯著正相關，說明成熟企業由于長期學習帶來的經驗，更具有創新性。控制變量的回歸結果基本符合理論預期，與以往研究結果大部分一致。

表5 實際控制人境外居留權與企業技術創新質量

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量發明專利IPC實用新型IPC發明專利申請/總專利申請發明專利授權/總專利授權residency-0.095*(0.056)-0.412*(0.213)-0.213*(0.119)-0.327***(0.100)controlsYESYESYESYES行業固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN1 1281 128850923R20.3130.1540.0960.117

2.實際控制人境外居留權與企業技術創新質量

本文進一步考察實際控制人境外居留權與企業技術創新質量的關系。表5報告了回歸結果，從模型(1)—(4)可知，實際控制人境外居留權的回歸系數為-0.095、-0.412、-0.213、-0.327，且分別在1%、5%、10%水平上顯著。當期實際控制人擁有境外居留權使得企業下一年發明專利IPC分類量、實用新型專利IPC分類量、發明專利申請占比以及發明專利授權占比分別平均降低約9.5%、41.2%、21.3%以及32.7%，這種負向效應在統計和經濟意義上均比較顯著。這表明，實際控制人擁有境外居留權不僅對企業技術創新數量產生了抑制作用，還對技術創新質量產生了負向影響，實證檢驗結果驗證了研究假說1。高質量創新項目往往投資額更高，回報周期更長、不確定性更大，實際控制人擁有境外居留權后，更加厭惡風險，導致企業投資于這些項目的意愿更弱，從而降低了企業技術創新質量。

(三)進一步分析

本文根據企業的行業類型、實際控制人對企業控制權以及企業所在地制度環境分別進行異質性分析。

1.勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業

企業由于其所在的行業性質不同，對技術創新的需求存在差異，所以行業性質是決定企業研發活動的重要因素[37]。參照吉紅云和干杏娣(2014)[38]，根據中國證監會公告〔2012〕31號《上市公司行業分類指引》，按要素密集度將樣本企業劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業，分析實際控制人境外居留權對不同行業的企業技術創新的影響。從表6模型(2)(5)可知，資本密集型行業中，實際控制人境外居留權顯著降低了企業技術創新。模型(1)(3)(4)(6)可知，勞動密集型和技術密集型行業中，實際控制人境外居留權對企業技術創新的負向影響基本上不顯著。可能的原因是，資本密集型行業的企業賴以生存的最重要的生產要素就是物質資本，實際控制人獲得境外居留權后，更有可能將資本轉移至境外，引發企業物質資本流失，從而導致研發投資不足。勞動密集型和技術密集型行業的企業，企業核心競爭力主要來自于人力資本，實際控制人移居境外時，較難將人力資本進行轉移，企業仍然可以正常實施創新活動。

表6 勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業分組回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權發明專利授權行業分類勞動資本技術勞動資本技術residency-0.258(0.166)-1.441***(0.373)0.417(0.356)-0.162(0.100)-0.383*(0.227)-0.110(0.197)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN271210655271210655R20.3850.5690.5560.3980.3490.399

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。

2.實際控制人對企業的控制權

實際控制人對企業控制權的高低，反映了其個人特征對企業經營活動的影響程度，本文進一步考察不同控制權的企業中，實際控制人境外居留權對企業技術創新的影響。從表7模型(2)(4)(6)可知，當實際控制人對企業的控制權更高時，其擁有境外居留權與企業技術創新顯著負相關；模型(1)(3)(5)可知，當實際控制人對企業的控制權較弱時，其擁有境外居留權與企業技術創新關系不顯著。可能的原因是，更高的控制權使得實際控制人可以更好地掌控企業，更有能力套取企業資源，實施“隧道行為”，侵占中小股東利益，實現自身利益最大化。

表7 控制權分組回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權發明專利授權非發明專利授權控制權低高低高低高residency-0.454(0.619)-0.720**(0.352)-0.468(0.669)-0.693**(0.319)-0.396(0.729)-0.761*(0.405)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN140988140988140988R20.5420.4220.3660.3300.4080.298

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。

3.制度環境對實際控制人境外居留權與企業技術創新關系的影響

市場化改革會提高微觀生產效率和資源配置效率[39]，處于市場化進程較好地區的企業更加傾向于實施研發活動[40]，因此制度環境會影響實際控制人境外居留權與企業技術創新的關系。參照Qian等(2017)[41]，使用市場化指數來代表制度環境，市場化指數越高，代表該地區制度環境越好。2008年至2014年各省市場化指數數據來自王小魯等(2017)[42]，由于各省2015、2016年市場化程度與2014年相比變化很小，因此本文將2014年各省市場化指數順延至2015、2016年。從表8模型(1)(3)(5)可知，處于制度環境較差地區的企業，實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新顯著負相關；模型(2)(4)(6)可知，處于制度環境較好地區的企業，實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新關系不顯著。可能原因是，制度環境好的地區，有更好的產權保護、契約約束，知識產權保護力度更強等[40]，處于這些地區的企業，實際控制人擁有境外居留權對企業技術創新影響較弱。

表8 市場化指數分組回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權發明專利授權非發明專利授權控制權低高低高低高residency-1.093**(0.450)0.246(0.170)-0.539*(0.291)-0.038(0.392)-1.291**(0.539)0.342(0.217)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN505579505579505579R20.2690.3300.2400.3200.1520.209

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。

表9 實際控制人境外居留權、風險承擔與專利授權的回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量風險承擔總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-0.153***(0.031)-0.016(0.068)-0.010(0.052)0.027(0.073)beta—0.403***(0.067)0.137***(0.051)0.362***(0.072)controlsYESYESYESYES行業固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN1 1281 1281 1281 128R20.2700.4590.3720.420

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設。

(四)機制檢驗

在上文已經得到實際控制人境外居留權抑制企業技術創新的經驗證據基礎上，本文進一步探討實際控制人境外居留權對企業技術創新影響的內在機理，分別從企業風險承擔、融資約束、發明者創新效率等方面進行實證檢驗。

1.實際控制人境外居留權與風險承擔

借鑒羅黨論等(2016)[43]，采用年度beta系數來衡量企業風險承擔。表9模型(1)結果顯示，實際控制人境外居留權的回歸系數顯著為負，且在1%的水平上顯著，這表明實際控制人擁有境外居留權降低了企業風險承擔；模型(2)—(4)結果顯示，風險承擔的回歸系數顯著為正，且在1%水平上顯著，這表明風險承擔促進了企業技術創新。上述結果說明擁有境外居留權的實際控制人通過削弱風險承擔最終抑制了企業技術創新，實證檢驗結果驗證了研究假說2。

2.實際控制人境外居留權與融資約束

根據國內外文獻，反映企業融資約束的指數有KZ、WW、SA等指數，其中使用企業規模和年齡構建的SA指數更多依賴于外生因素，較好避免了內生性問題。因此本文采用Hadlak和Pierce(2010)[44]構建的SA指數來反映融資約束，并進行對數化處理，SA指數絕對值越大，表明企業面臨的融資約束更嚴重。表10模型(1)結果顯示，實際控制人境外居留權的回歸系數顯著為正，且在5%的水平上顯著，這表明實際控制人擁有境外居留權加劇了融資約束；模型(2)—(4)結果顯示，融資約束的回歸系數顯著為負，且在1%的水平上顯著，這表明企業面臨的融資約束越嚴重，技術創新產出越低。上述結果說明擁有境外居留權的實際控制人通過加劇融資約束最終抑制了企業技術創新，實證檢驗結果驗證了研究假說3。

表10 實際控制人境外居留權、融資約束與專利授權的回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量融資約束總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency0.034***(0.013)0.061(0.075)0.058(0.054)-0.032(0.080)lnSA—-0.799**(0.330)-0.478**(0.238)-0.886***(0.330)controlsYESYESYESYES行業固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN967967967960R20.9690.4280.3600.405

3.實際控制人境外居留權與發明者創新效率

實際控制人擁有境外居留權的企業不僅會給外部投資者釋放一種信號，也會給內部發明者釋放一種負面信息，表明企業對于失敗的容忍度較低，實際控制人在創新失敗之后可以隨時離境退出，導致發明者實施技術創新的動力不足。專利授權體現了發明者最終的創新產出，因此本文采用研發人員的人均專利授權量來衡量發明者創新效率。表11模型(1)結果顯示，實際控制人境外居留權的回歸系數顯著為負，且在1%的水平上顯著，這表明實際控制人擁有境外居留權降低了發明者創新效率；模型(2)—(4)結果顯示，發明者創新效率的回歸系數顯著為正，且在1%的水平上顯著，這表明發明者創新效率越高，企業的技術創新產出越多。上述結果說明擁有境外居留權的實際控制人通過降低發明者創新效率最終抑制了企業技術創新，實證檢驗結果驗證了研究假說4。

表11 實際控制人境外居留權、發明者創新效率與專利授權的回歸結果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量發明者創新效率總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-0.099***(0.035)-0.550**(0.262)-0.461*(0.238)-0.536*(0.298)invente—0.915***(0.248)0.603***(0.226)0.964***(0.283)controlsYESYESYESYES行業固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN1 1281 1281 1281 128R20.3550.4180.3000.301

(五)內生性檢驗

本文采用了PSM匹配樣本進行回歸，但實際控制人境外居留權與企業技術創新之間還是可能存在內生性問題，原因有二：一方面是反向因果關系，技術創新水平較低的企業市場競爭力低，企業未來發展前景不佳，實際控制人可能更會選擇獲取境外居留權，未來離境的可能性更大；另一方面是模型遺漏變量偏誤。盡管本文在參考前人文獻基礎上控制了一系列影響企業技術創新的重要因素，然而仍可能存在一些遺漏變量，這些變量與解釋變量相關，導致模型結果產生偏誤。針對模型存在的內生性問題，本文采取兩種識別策略：工具變量法(2SLS)、一階差分估計(change model)。

1.工具變量法(2SLS)

選取實際控制人親屬的境外居留權(kinresidency)作為工具變量。若實際控制人有一位親屬擁有境外居留權，則取值為1，否則取值0。實際控制人親屬的境外居留權與內生解釋變量正相關，親屬擁有境外居留權，在一定程度上表明實際控制人也具有獲取境外居留權的傾向。實際控制人親屬擁有境外居留權并不會直接影響企業技術創新，該工具變量只能通過內生解釋變量影響被解釋變量，滿足外生性條件。

表12給出了各種檢驗結果，Durbin-Wu-Hausman內生性檢驗結果拒絕所有解釋變量均外生的原假設，表明模型存在內生性問題，因此需采用工具變量法進行估計；Kleibergen-Paap rk LM檢驗顯著拒絕原假設，說明模型不存在識別不足問題；Cragg-Donald Wald F統計量明顯大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗臨界值，顯著拒絕原假設，說明不存在弱工具變量問題，表明本文選取的工具變量是合適的。從表12第一階段模型(1)得知，工具變量與內生解釋變量顯著正相關；從第二階段模型(2)—(4)可知，實際控制人境外居留權的回歸系數為-0.924、-0.529、-0.763，且分別在1%和5%水平上顯著。這表明工具變量法估計進一步驗證了研究假說1，實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新之間存在顯著的負相關關系。

表12 工具變量法回歸結果

模型第一階段第二階段(1)(2)(3)(4)被解釋變量實際控制人境外居留權總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency—-0.924***(0.290)-0.529***(0.200)-0.763**(0.318)kinresidency0.451***(0.036)———controlsYESYESYESYES行業固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN1 1281 1281 1281 128R2—0.2160.2510.179Durbin-Wu-Hausman(p)—0.010 20.025 40.047 5Kleibergen-Paap rk LM—51.77 51.7751.77Cragg-Donald Wald F—49.8849.8849.88Stock-Yogo: 10%—16.3816.3816.38

表13 實際控制人境外居留權與企業技術創新(change model)

模型(1)(2)(3)被解釋變量差分總專利授權差分發明專利授權差分非發明專利授權dresidency-0.356**(0.151)-0.305**(0.134)-0.204(0.178)controlsYESYESYES行業固定YESYESYES年份固定YESYESYESN908908908R20.1590.0680.115

2.一階差分估計(change model)

模型中可能遺漏了某些不隨時間變化的因素而導致回歸結果偏誤。比如，由于數據缺失，導致無法搜集到實際控制人的出生地情況，而出生地環境會影響實際控制人的成長，塑造其思想、行為方式等，最終影響企業的經營決策。由于這些特征變量一般較少隨時間變化，故對模型所有變量進行一階差分能在一定程度上消除其潛在干擾。change模型可以較好地解決不隨時間改變的遺漏變量造成的內生性[45]。從表13模型(1)—(3)可知，實際控制人境外居留權的回歸系數大部分顯著為負。這表明一階差分估計同樣驗證了本文假說1，實際控制人擁有境外居留權抑制了企業技術創新。

(六)穩健性檢驗

為了保證本研究結論的穩健性和可靠性，本文進行一系列穩健性檢驗：(1)使用總專利申請、發明專利申請和非發明專利申請量作為企業技術創新的代理變量；(2)改變PSM匹配方法。分別運用1對2匹配、核匹配、局部線性回歸匹配等三種匹配方法；(3)刪除實際控制人兼任總經理或董事長的樣本；(4)刪除上市公司注冊地位于廣東、福建省的樣本。廣東、福建兩省自古以來移民較多，這可能會對實際控制人擁有境外居留權產生影響。從表14、表15和表16可知，實際控制人境外居留權與企業技術創新均顯著負相關，穩健性檢驗結果充分表明本研究結論是穩健和可靠的，不會隨著外部環境的變化而發生根本性變化。

表14 穩健性檢驗結果一

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)類別專利申請1對2匹配被解釋變量總專利申請發明專利申請非發明專利申請總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-0.521**(0.246)-0.527**(0.235)-0.450**(0.214)-0.558**(0.237)-0.406**(0.201)-0.508*(0.267)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN1 1281 1281 1281 6401 6401 640R20.3520.2970.2920.4100.3030.287

表15 穩健性檢驗結果二

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)類別核匹配局部線性回歸匹配被解釋變量總專利授權發明專利授權非發明專利授權總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-0.257**(0.116)-0.149(0.097)-0.220*(0.130)-0.606**(0.264)-0.498**(0.239)-0.596**(0.301)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN6 5776 5776 5776 1286 1286 128R20.4060.3240.2720.4040.2910.287

表16 穩健性檢驗結果三

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)類別刪除實際控制人兼任總經理或董事長樣本刪除注冊地位于廣東、福建省的樣本被解釋變量總專利授權發明專利授權非發明專利授權總專利授權發明專利授權非發明專利授權residency-1.164***(0.429)-0.585*(0.300)-1.053**(0.475)-0.862**(0.396)-0.134**(0.060)-1.590***(0.440)controlsYESYESYESYESYESYES行業固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN307307307717717717R20.5850.3210.5110.3010.3760.223

六、結論

黨的十九大報告指出，創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐。要建立以企業為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創新體系，要毫不動搖鼓勵、支持、引導非公有制經濟發展。國內外學者對于高管和非管理層員工的個人特征與企業創新的關系進行了大量深入的研究，但卻忽略了實際控制人個人特征對企業創新的影響。因此本文利用2007—2016年中國制造業民營上市公司數據，考察了實際控制人擁有境外居留權與企業技術創新的關系。研究發現，一是實際控制人境外居留權顯著抑制了企業技術創新。該結論在使用以下穩健性測試后仍然成立：工具變量法估計(2SLS)、一階差分估計(change)、改變匹配方法、調整技術創新衡量指標以及刪除部分樣本等測試方法；二是考慮企業行業類型、實際控制人對企業控制權以及制度環境等異質性因素，發現了實際控制人境外居留權對資本密集型、更高控制權、位于制度環境較差地區企業技術創新的負向影響更加明顯；三是分析了實際控制人境外居留權影響企業技術創新的內在機制，擁有境外居留權的實際控制人通過削弱風險承擔、加劇融資約束、降低發明者創新產出效率等機制抑制企業技術創新。

基于本文研究結論，提出如下政策建議：一是強化實際控制人擁有境外居留權企業的監管力度，重點關注企業異常的資本外流情況，對于涉嫌欺詐違規行為的實際控制人，要加強實際控制人出入境管理。二是進一步推進市場化改革，為民營企業營造公平競爭環境，打破各類“卷簾門” “玻璃門” “旋轉門”，保障人力、資本、技術等要素的自由流動。要維護民營企業家的合法權益，解決其后顧之憂，激發其創新創業活力。三是通過政府補貼、稅收優惠、公共采購等多種政策手段強化對民營企業技術創新的支持，緩釋企業創新失敗可能導致的經營、財務等風險，增強民營企業創新的主動性和積極性。四是進一步完善資本市場，穩步推進科創板和試行注冊制，發揮資本市場對民營創新企業的支持作用。加強銀行信貸資源的引導，將更多資源投放到實體經濟，緩解民營中小企業的融資約束。