(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

一、引言

近年來中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)融入全球化，產(chǎn)品、服務(wù)、技術(shù)、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(qū)生活注數(shù)據(jù)來自國際移民組織(IOM)發(fā)布的《世界移民報(bào)告2018》。，其中企業(yè)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(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的比例在不斷擴(kuò)大，以制造業(yè)為例，從2007年的2.03%增加至2016年的6.96%注數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。。與一般中國公民相比，擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人能夠隨時(shí)離境，當(dāng)其存在違規(guī)行為時(shí)，可以更加方便“跑路”以逃避法律風(fēng)險(xiǎn)和聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)，如，2017年7月，樂視控股集團(tuán)實(shí)際控制人賈躍亭因無力償還債務(wù)而出逃美國，通過境外居留權(quán)規(guī)避了國內(nèi)的法律制裁，當(dāng)年12月樂視為了挽回市場(chǎng)信心，在發(fā)布CEO繼任公告時(shí)突出強(qiáng)調(diào)了新任CEO無永久境外居留權(quán)的情況注《賈躍亭再見！融創(chuàng)劉淑青任樂視網(wǎng)CEO，強(qiáng)調(diào)“無永久境外居留權(quán)”》，騰訊網(wǎng)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(guān)注，2018年全國公安機(jī)關(guān)在“獵狐2018”專項(xiàng)行動(dòng)中，從80余個(gè)國家和地區(qū)緝捕經(jīng)濟(jì)犯罪在逃嫌疑人1 020名，黨的十八大以來，“獵狐行動(dòng)”累積從120余個(gè)國家和地區(qū)緝捕經(jīng)濟(jì)犯罪在逃嫌疑人4 600余名注《全國公安機(jī)關(guān)持續(xù)深化境外追逃追贓“獵狐”專項(xiàng)行動(dòng)》，公安部網(wǎng)站2019年2月22日。。對(duì)于實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)，投資者普遍表示了擔(dān)憂注儲(chǔ)偉偉.《新股實(shí)際控制人頻擁境外居留權(quán)，引投資者質(zhì)疑》《金證券》2014年6月14日。。前人研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)時(shí)，會(huì)從事更多的關(guān)聯(lián)交易、掏空、舞弊等行為[1]，企業(yè)會(huì)產(chǎn)生更多的欺詐行為[2]與避稅行為[3]。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)長期競爭力的來源[4]，那么民營上市公司實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)是否會(huì)給企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新帶來負(fù)面影響呢？在當(dāng)前國家大力實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略和支持民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展背景下，這一話題具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義，亟待深入研究。

根據(jù)高層梯隊(duì)理論，高管的個(gè)人特征，如教育背景、職業(yè)生涯、生活經(jīng)歷、社會(huì)關(guān)系等，會(huì)影響公司的經(jīng)營活動(dòng)[5-6]。與常規(guī)的經(jīng)營活動(dòng)不同，創(chuàng)新活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)性、不可預(yù)測(cè)性、長期性、多階段、勞動(dòng)密集型和異質(zhì)性等特征，需要極大的耐心、冒險(xiǎn)精神和試驗(yàn)新方法的強(qiáng)烈意愿[7]。因此，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于高管個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，如，海歸高管具有飛機(jī)駕駛證的CEO、自戀CEO、發(fā)明家背景高管與企業(yè)創(chuàng)新[8-11]。企業(yè)創(chuàng)新是高管與非管理層員工共同努力的結(jié)果[12]，不少學(xué)者也研究了非管理層員工的個(gè)人特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，如，擁有股票期權(quán)的非管理層員工、良好情緒的企業(yè)發(fā)明者[13-14]與企業(yè)創(chuàng)新。與股權(quán)高度分散的西方國家上市公司不同，中國上市公司股權(quán)相對(duì)集中[15]，其控制權(quán)更多掌握在實(shí)際控制人手中。實(shí)際控制人通常直接兼任高管或者間接控制高管[16]，對(duì)企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)有著充分的影響力[17]。前人文獻(xiàn)已經(jīng)關(guān)注到了高管作為創(chuàng)新活動(dòng)的決策者，非管理層員工作為創(chuàng)新活動(dòng)的實(shí)施者，兩者的個(gè)人特征會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新，但卻沒有關(guān)注到對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有著較大主導(dǎo)權(quán)的實(shí)際控制人的個(gè)人特征是否會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新。為了彌補(bǔ)這一研究不足，本文選取了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)這一特征進(jìn)行探討，該特征不僅反映了實(shí)際控制人異質(zhì)性的個(gè)人偏好，而且在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文利用中國制造業(yè)民營上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)顯著抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，且該效應(yīng)在資本密集型、更高控制權(quán)、位于制度環(huán)境較差地區(qū)企業(yè)中更加明顯。

相對(duì)已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：一是擴(kuò)展了高管個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系研究。在企業(yè)內(nèi)部，創(chuàng)新活動(dòng)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(quán)較為分散，因此國內(nèi)外學(xué)者主要聚焦于高管個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的研究，少數(shù)學(xué)者關(guān)注了非管理層員工個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。但中國上市公司股權(quán)相對(duì)集中，高管很多情況下僅僅是實(shí)際控制人的“代理人”，實(shí)際控制人能夠直接影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，其個(gè)人特征在一定程度上會(huì)塑造企業(yè)的創(chuàng)新行為。因此，本文以實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的個(gè)人特征為研究對(duì)象，考察了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，擴(kuò)展了企業(yè)創(chuàng)新的研究領(lǐng)域。二是前人文獻(xiàn)從審計(jì)費(fèi)用、避稅、研發(fā)國際化等角度研究了實(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果，但實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)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(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量兩個(gè)視角出發(fā)開展研究，發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)同時(shí)抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量，豐富了實(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)。三是本文除了具有一定的理論價(jià)值外，還有較大的現(xiàn)實(shí)意義。研究結(jié)論表明，民營企業(yè)實(shí)際控制人獲取境外居留權(quán)影響了其個(gè)人偏好和決策行為，改變了企業(yè)戰(zhàn)略設(shè)計(jì)和經(jīng)營思路，最終降低了企業(yè)創(chuàng)新績效。習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，民營經(jīng)濟(jì)是推動(dòng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，民營企業(yè)要不斷增強(qiáng)創(chuàng)新能力和核心競爭力[注]2008年11月1日習(xí)近平《在民營企業(yè)座談會(huì)上的講話》。。本研究結(jié)論為促進(jìn)民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，提升我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了一定的政策參考。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)高管個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新

從Hambrick和Mason(1984)[5]提出高層梯隊(duì)理論以來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞高管個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究。高管是企業(yè)的決策者，負(fù)責(zé)分配企業(yè)資源，設(shè)計(jì)與實(shí)施企業(yè)戰(zhàn)略，其個(gè)人特征、管理風(fēng)格、激勵(lì)機(jī)制等會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生重大影響[12]。很多學(xué)者從不同角度研究了高管特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。

一是個(gè)人性格。CEO過度自信的企業(yè)的加權(quán)專利數(shù)更高，過度自信的CEO往往低估失敗發(fā)生的概率，更可能追求固有風(fēng)險(xiǎn)和不確定性高的創(chuàng)新項(xiàng)目[18]。具有飛機(jī)駕駛證資格的CEO與企業(yè)創(chuàng)新成果正相關(guān)，飛機(jī)駕駛證代表CEO敢于冒險(xiǎn)，具有追求新奇體驗(yàn)的愿望，創(chuàng)造力較高[9]。Ham等(2018)[10]使用美國證券交易委員會(huì)文件中CEO簽名的大小來衡量個(gè)人自戀，發(fā)現(xiàn)CEO自戀導(dǎo)致過度研發(fā)投資。二是職業(yè)背景。財(cái)務(wù)背景的CEO與企業(yè)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)[19]。發(fā)明家高管通過提供專業(yè)知識(shí)、提升管理層多元化、減輕管理層短視、向企業(yè)內(nèi)部個(gè)體發(fā)明家傳遞激勵(lì)信號(hào)等途徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[11]。三是教育。接受過STEM(科學(xué)、技術(shù)、工程和數(shù)學(xué))教育的高管在企業(yè)技術(shù)進(jìn)步中起著關(guān)鍵作用[20]。海歸高管顯著促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出[8]。四是生活經(jīng)歷。與經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期加入勞動(dòng)力市場(chǎng)的CEO相比，那些在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期開始職業(yè)生涯的CEO將實(shí)施保守的研發(fā)支出政策[21]。

不少學(xué)者也研究了非管理層員工個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，如，Chang等(2015)[13]發(fā)現(xiàn)非管理層雇員的股票期權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量質(zhì)量正相關(guān)。Chen 等(2018)[14]發(fā)現(xiàn)企業(yè)發(fā)明者的集體情緒與企業(yè)創(chuàng)新正相關(guān)，好的情緒能提高發(fā)明者的創(chuàng)造力和工作主動(dòng)性。

(二)實(shí)際控制人境外居留權(quán)

近年來，中國民營企業(yè)實(shí)際控制人取得境外居留權(quán)的情況越來越多，引起了很多學(xué)者的關(guān)注。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)給企業(yè)帶來了負(fù)面影響。如，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)顯著增加了審計(jì)費(fèi)用[1]，企業(yè)出現(xiàn)更多欺詐行為[2]。當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)較高時(shí)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)會(huì)顯著加劇企業(yè)避稅行為[3]。部分學(xué)者認(rèn)為實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生了正面影響。如，由于企業(yè)可能面臨更嚴(yán)格的監(jiān)管，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)反而降低了企業(yè)避稅行為[22]。實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)提升了上市公司海外研發(fā)活動(dòng)[23]。

通過對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)，作為創(chuàng)新活動(dòng)的參與者，高管與非管理層員工的個(gè)人特征均能夠影響企業(yè)創(chuàng)新。但對(duì)于實(shí)際控制人個(gè)人特征能否影響企業(yè)創(chuàng)新尚沒有深入研究。前人文獻(xiàn)研究了實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)審計(jì)費(fèi)用、避稅、欺詐等方面的影響，但忽略了實(shí)際控制人對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，因此本文從實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的視角出發(fā)，考察實(shí)際控制人個(gè)人特征對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，補(bǔ)充了企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的相關(guān)研究，豐富了實(shí)際控制人境外居留權(quán)的經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)。

三、理論分析與假設(shè)提出

中國上市公司的股權(quán)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(shí)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(shí)際控制人對(duì)于企業(yè)有較大的主導(dǎo)權(quán)。民營企業(yè)實(shí)際控制人獲取境外居留權(quán)反映了其個(gè)人偏好，改變了其決策行為，進(jìn)而影響了企業(yè)的戰(zhàn)略選擇和資源配置，最終削弱了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

一是加劇了實(shí)際控制人的短視行為，降低了企業(yè)研發(fā)投入。心理學(xué)研究表明，個(gè)體對(duì)未來自我的看法以及對(duì)未來生活的聯(lián)想會(huì)影響個(gè)體現(xiàn)在的心理和行為[24]。實(shí)際控制人無論是出于追求境外教育質(zhì)量、醫(yī)療水平，還是優(yōu)良環(huán)境、食品安全等動(dòng)機(jī)而獲取境外居留權(quán)，均存在未來到境外定居的可能性，且境外的生活、工作、社會(huì)關(guān)系、人文環(huán)境等與境內(nèi)差異較大，這影響了實(shí)際控制人當(dāng)前的心理狀態(tài)和行為模式。Hershfield等(2012)[25]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個(gè)體感知到未來自我與現(xiàn)在自我相似度較低時(shí)，個(gè)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(duì)未來自我造成的負(fù)面影響。Bartels和Urminsky(2011)[26]也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個(gè)體在心理上與其未來自我的密切聯(lián)系和相似度越低時(shí)，他們?cè)絻?yōu)先考慮眼前利益，而不是未來利益。實(shí)際控制人獲取境外居留權(quán)之后，降低了其未來自我與現(xiàn)在自我的相似度，會(huì)更加注重當(dāng)前收益，出現(xiàn)更多的短視行為，而創(chuàng)新活動(dòng)往往回報(bào)周期長[7]，因此實(shí)際控制人會(huì)減少長期性的創(chuàng)新投資，實(shí)施更多“短平快”的投資項(xiàng)目。

二是損害了投資者、債權(quán)人等利益相關(guān)者的利益，提升了企業(yè)融資成本。擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人在損害他人利益之后可以隨時(shí)離境逃避民事和法律責(zé)任，這給投資者、債權(quán)人等利益相關(guān)者帶來了人為風(fēng)險(xiǎn)。祝婧媛和何貴兵(2016)[27]發(fā)現(xiàn)在風(fēng)險(xiǎn)決策中, 由于人為風(fēng)險(xiǎn)造成的壞結(jié)果使得人們產(chǎn)生一種背叛的負(fù)面感受，因此與客觀風(fēng)險(xiǎn)相比，即使兩種風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的概率相同，人們也會(huì)更多規(guī)避人為風(fēng)險(xiǎn)。在面臨實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)帶來的人為風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，投資者會(huì)減少對(duì)企業(yè)的投資或者要求更高的投資溢價(jià)，債權(quán)人如銀行也會(huì)向企業(yè)要求更高的貸款利率，更嚴(yán)格的非價(jià)格條款約束、更高的抵押要求，從而提高了企業(yè)的股權(quán)融資成本和債務(wù)成本，加劇了企業(yè)融資約束，最終降低了企業(yè)創(chuàng)新投資。

三是增加了實(shí)際控制人與中小股東之間的代理成本，降低了創(chuàng)新投資的動(dòng)力。境外居留權(quán)為實(shí)際控制人從事財(cái)務(wù)欺詐或者違法違規(guī)行為提供了相對(duì)便利的條件[23]。同時(shí)，中國法制環(huán)境相對(duì)不成熟使得實(shí)際控制人從事不合法或不合規(guī)行為的懲罰成本較低[22]，進(jìn)而增加了實(shí)際控制人實(shí)施掏空行為的動(dòng)機(jī)，加劇了對(duì)中小股東利益的損害，代理成本的上升使得實(shí)際控制人缺乏進(jìn)行持續(xù)高水平公司創(chuàng)新投資的激勵(lì)[28]。綜上所述，本文提出第一個(gè)假說。

H1實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量與質(zhì)量。

與一般的投資項(xiàng)目不同，創(chuàng)新項(xiàng)目具有其特殊屬性：(1)風(fēng)險(xiǎn)性，創(chuàng)新失敗的概率很高；(2)不可預(yù)見性，創(chuàng)新過程中出現(xiàn)的很多突發(fā)事件是不可能預(yù)料的；(3)長期性，創(chuàng)新活動(dòng)通常包含多個(gè)階段，需較長時(shí)間才能獲得收益[7]。由于企業(yè)創(chuàng)新過程中可能遇到研發(fā)失敗、技術(shù)瓶頸、市場(chǎng)接受度低、競爭對(duì)手模仿抄襲等問題，導(dǎo)致研發(fā)投資比其他投資獲得回報(bào)的可能性低，企業(yè)可能規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而放棄創(chuàng)新活動(dòng)[29]。實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)后，變得更加短視，對(duì)于不確定性較大的創(chuàng)新項(xiàng)目投資失敗更加敏感，進(jìn)而降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，最終減少了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，本文提出第二個(gè)假說。

H2實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)削弱了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，從而抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

根據(jù)資源依賴?yán)碚摚M織的生存和發(fā)展依賴于從外部環(huán)境中獲取的資源[30]，企業(yè)的競爭優(yōu)勢(shì)來自于其擁有的資源。中國傳統(tǒng)的人情社會(huì)文化導(dǎo)致商業(yè)環(huán)境更多受到人際關(guān)系等非正式制度的約束[31]，民營企業(yè)經(jīng)營高度依賴于實(shí)際控制人的聲譽(yù)、社會(huì)關(guān)系、政治聯(lián)系等[32]。企業(yè)利益相關(guān)者對(duì)于實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)普遍給予負(fù)面評(píng)價(jià)[3]，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)造成了實(shí)際控制人聲譽(yù)的損失，降低了企業(yè)獲取“關(guān)系型”貸款、政府補(bǔ)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(yè)技術(shù)創(chuàng)新。綜上所述，本文提出第三個(gè)假說。

H3實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)加劇了融資約束，從而抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)，一方面?zhèn)鬟f出企業(yè)出現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)實(shí)際控制人可以隨時(shí)“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(fā)現(xiàn)個(gè)體在心理安全感較低時(shí)會(huì)更加規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，在風(fēng)險(xiǎn)決策中選擇更加穩(wěn)定收益的項(xiàng)目。由于創(chuàng)新的高度不確定性，在實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)之后，企業(yè)研發(fā)人員會(huì)更加擔(dān)心創(chuàng)新失敗帶來的個(gè)人薪酬、職位、名譽(yù)等方面的損失，從而實(shí)施周期短、風(fēng)險(xiǎn)小的低質(zhì)量創(chuàng)新項(xiàng)目，而不愿意實(shí)施周期長、風(fēng)險(xiǎn)大的高質(zhì)量創(chuàng)新項(xiàng)目；另一方面?zhèn)鬟f出實(shí)際控制人追逐短期利益，更容易實(shí)施舞弊欺詐行為的信息[2]，這削弱了員工對(duì)于企業(yè)的信任度。屠興勇等(2017)[34]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部的信任氛圍對(duì)員工績效具有正向影響，當(dāng)信任度變差時(shí)，企業(yè)研發(fā)人員對(duì)于企業(yè)的身份認(rèn)同下降，影響了研發(fā)人員的工作積極性和主動(dòng)性，最終導(dǎo)致創(chuàng)新產(chǎn)出效率下降。因此本文提出第四個(gè)假說。

H4實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)降低了發(fā)明者創(chuàng)新效率，從而抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)《全國企業(yè)創(chuàng)新調(diào)查年鑒2017》，2016年我國規(guī)模以上企業(yè)中實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)占比僅為22%，其中制造業(yè)企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新占比為33.1%，因此本文選取非ST、制造業(yè)的民營上市公司作為研究樣本。參照中國證監(jiān)會(huì)2007年發(fā)布的《〈首次公開發(fā)行股票并上市管理辦法〉第十二條“實(shí)際控制人沒有發(fā)生變更”的理解和適用——證券期貨法律適用意見第1號(hào)》，公司控制權(quán)為“是能夠?qū)蓶|大會(huì)的決議產(chǎn)生重大影響或者能夠?qū)嶋H支配公司行為的權(quán)力，其淵源是對(duì)公司的直接或者間接的股權(quán)投資關(guān)系”，所以本文將實(shí)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(dá)不到50%比例，但通過投資關(guān)系、協(xié)議或者其他安排，能夠?qū)嶋H支配公司行為的自然人。

2003年中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布《公開發(fā)行證券的企業(yè)信息披露內(nèi)容與格式準(zhǔn)則第2號(hào)—年度報(bào)告的內(nèi)容與格式》，要求上市公司必須披露實(shí)際控制人的境外居留權(quán)情況。實(shí)際控制人境外居留權(quán)原始數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，在此基礎(chǔ)上根據(jù)企業(yè)網(wǎng)站、財(cái)務(wù)報(bào)告等進(jìn)行手工整理。本文認(rèn)為實(shí)際控制人的境外居留權(quán)包含永久境外居留權(quán)和外國國籍，但不包含臨時(shí)境外居留權(quán)。當(dāng)實(shí)際控制人擁有香港、澳門、臺(tái)灣地區(qū)永久居留權(quán)時(shí)，也認(rèn)為其具有境外居留權(quán)。專利、財(cái)務(wù)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)等數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。上市公司從2007年開始披露研發(fā)支出數(shù)據(jù)，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(duì)變量進(jìn)行Winsorize(1%)處理。

為了保證實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司(處理組)和實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的公司(控制組)具有充分的可比性，本文運(yùn)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(xié)變量集合X。將可能影響到處理變量和結(jié)果變量的變量全部包括進(jìn)來，以滿足可忽略性假設(shè)?；跀?shù)據(jù)的可得性，選擇實(shí)際控制人性別、年齡、教育程度、是否兼任總經(jīng)理或董事長、控制權(quán)比例等可能影響實(shí)際控制人獲得境外居留權(quán)的變量，以及影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的變量納入?yún)f(xié)變量集合。第二步使用logit回歸模型估計(jì)傾向得分進(jìn)行配對(duì)。最終獲得實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的公司和實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的公司年度樣本均為564個(gè)，合計(jì)1 128個(gè)公司年度觀察值。

(二)變量定義

1.被解釋變量——技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量

《專利法》規(guī)定，專利分為三種類型，發(fā)明、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利。借鑒以往文獻(xiàn)，本文分別采用總專利授權(quán)、發(fā)明專利授權(quán)和非發(fā)明專利授權(quán)來代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其中非發(fā)明專利為實(shí)用新型專利與外觀設(shè)計(jì)專利之和。由于原始數(shù)據(jù)存在一些為0的情況，因此對(duì)專利授權(quán)加1后取自然對(duì)數(shù)，考慮到企業(yè)從研發(fā)投資到創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定時(shí)滯，因此對(duì)專利授權(quán)進(jìn)行滯后一期處理。

2.被解釋變量——技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量

目前國外文獻(xiàn)一般用專利引用來反映技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，認(rèn)為有更多未來發(fā)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(chǎng)價(jià)值也更高[29]。但由于目前國內(nèi)專利引用的數(shù)據(jù)較難獲取，因此本文一方面參照張杰和鄭文平(2018)[35]，采用發(fā)明專利和實(shí)用新型專利的國際IPC分類前四位來衡量技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量，并取自然對(duì)數(shù)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(cè)量——B長度、厚度或類似線性尺寸的計(jì)量”。專利分類代表著專利的知識(shí)寬度，反映了專利所含知識(shí)的復(fù)雜性和廣泛性，能較好地衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。專利分類數(shù)量越多，技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量越高。另一方面參考黎文靖和鄭曼妮(2016)[36]，采用發(fā)明專利申請(qǐng)量占總專利申請(qǐng)量比重，發(fā)明專利授權(quán)量占總專利授權(quán)量比重來衡量技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。

3.解釋變量

實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)，取值為1，不擁有境外居留權(quán)取值為0。當(dāng)企業(yè)中存在多名實(shí)際控制人時(shí)，只要其中一名實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)，則認(rèn)為該企業(yè)的實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)。

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(qǐng)量lnPatentI_AL發(fā)明專利申請(qǐng)量lnPatentII_AL非發(fā)明專利申請(qǐng)量lnPatent_WL專利授權(quán)量lnPatentI_WL發(fā)明專利授權(quán)量lnPatentII_WL非發(fā)明專利授權(quán)量lnsL發(fā)明專利IPC分類量lnsuL實(shí)用新型專利IPC分類量加1后取自然對(duì)數(shù)并滯后一期自變量residency實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)有境外居留權(quán),取值1,否則為0協(xié)變量gender實(shí)際控制人性別實(shí)際控制人的性別、年齡、教育程度,其中l(wèi)nage實(shí)際控制人年齡年齡取對(duì)數(shù)education實(shí)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(jīng)理或董事長兼任總經(jīng)理或董事長取值1,否則為0lncscale控制權(quán)比例實(shí)際控制人擁有上市公司控制權(quán)比例,取對(duì)數(shù)控制變量Ln_Asset企業(yè)規(guī)?？傎Y產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)Ln_firmAge企業(yè)年齡企業(yè)年齡的自然對(duì)數(shù)Salegrow營業(yè)收入增長率(本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入)/上期lnsalepp人均營業(yè)收入營業(yè)收入/員工數(shù)量,再取對(duì)數(shù)PPE有形資產(chǎn)占比固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)RDI研發(fā)強(qiáng)度研發(fā)支出/銷售收入ROA資產(chǎn)回報(bào)率凈利潤/總資產(chǎn)MB賬面市值比期末總市值/總資產(chǎn)Cash現(xiàn)金資產(chǎn)比率現(xiàn)金/總資產(chǎn)LEV資產(chǎn)負(fù)債率總負(fù)債/總資產(chǎn)Liquidity流動(dòng)性(流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債)/總資產(chǎn)hhi赫芬達(dá)爾指數(shù)hhi2赫芬達(dá)爾指數(shù)的平方stockr年收益率股票當(dāng)年持有期年收益率stockv交易日收益率標(biāo)準(zhǔn)差股票當(dāng)年日收益率的標(biāo)準(zhǔn)差中介變量beta年度貝塔系數(shù)lnSA融資約束取對(duì)數(shù)Invente發(fā)明者創(chuàng)新效率研發(fā)人員的人均專利授權(quán)量

4.協(xié)變量

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

5.控制變量

根據(jù)前人文獻(xiàn)，參照文獻(xiàn)[9，29，11]，控制變量包括總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)(Ln_Asset)衡量企業(yè)規(guī)模；年齡自然對(duì)數(shù)(Ln_firmAge)衡量企業(yè)投入創(chuàng)新的經(jīng)驗(yàn)；營業(yè)收入同比增速(salegrow)代表企業(yè)未來成長機(jī)會(huì)；人均營業(yè)收入(lnsalepp)代表員工勞動(dòng)生產(chǎn)率；有形資產(chǎn)占比(PPE)衡量企業(yè)的借貸能力；研發(fā)強(qiáng)度(RDI)衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，計(jì)算公式為研發(fā)支出/銷售額；資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)反映企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值的能力；賬面市值比(MB)，同樣反映企業(yè)未來成長機(jī)會(huì)；現(xiàn)金資產(chǎn)比率(Cash)反映現(xiàn)金持有對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響；資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)反映企業(yè)承擔(dān)的債務(wù)水平高低與進(jìn)一步借債的可能性大??；流動(dòng)性(liquidity)反映企業(yè)的融資約束；赫芬達(dá)爾指數(shù)(hhi)及其平方項(xiàng)(hhi2)衡量企業(yè)所在行業(yè)競爭程度；股票持有期年收益率(stockr)衡量企業(yè)股票市場(chǎng)表現(xiàn)；股票當(dāng)年交易日收益率標(biāo)準(zhǔn)差(stockv)衡量企業(yè)股票收益的波動(dòng)情況。

6.中介變量

包括衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的年度beta系數(shù)；反映融資約束的SA指數(shù)；衡量發(fā)明者創(chuàng)新效率的研發(fā)人員人均專利授權(quán)量。具體如表1所示。

(三)模型設(shè)計(jì)

針對(duì)本文需要檢驗(yàn)的假說，設(shè)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(yàn)假說1；模型(2)(3)用來檢驗(yàn)假說2；模型(4)(5)用來檢驗(yàn)假說3；模型(6)(7)用來檢驗(yàn)假說4。Innovationit表示企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；residencyit表示企業(yè)年度實(shí)際控制人境外居留權(quán)；Betait代表企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)；SAit代表融資約束；Inventeit代表發(fā)明者創(chuàng)新效率；Controlit代表影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的控制變量；Industryi表示行業(yè)固定效應(yīng)，Yeart表示年份固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

五、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了模型主要變量的基本描述性統(tǒng)計(jì)量，包括樣本觀測(cè)值、平均值、中位數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值及最大值。由表2可知，在所有樣本企業(yè)中，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)樣本占全部樣本比例約為52.6%。發(fā)明專利平均IPC分類量(s)約為8.32件，實(shí)用新型專利IPC分類量(su)約為9.2件；總專利平均授權(quán)量(PatentW)約為24.99件，發(fā)明專利平均授權(quán)量(PatentIW)4.93件，非發(fā)明專利平均授權(quán)量(PatentIIW)19.33件，發(fā)明專利授權(quán)占總專利授權(quán)比例僅為19.73%。由此可知，樣本企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新主要以實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利為主，價(jià)值較高的發(fā)明專利占比較低，表明樣本企業(yè)整體上技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量不高。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 一對(duì)一匹配后的平衡性檢驗(yàn)

變量U未匹配/M匹配平均值標(biāo)準(zhǔn)化偏差T檢驗(yàn)處理組控制組標(biāo)準(zhǔn)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(quán)的一對(duì)一匹配后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，其他平衡性檢驗(yàn)結(jié)果作者備索。

(二)基本回歸結(jié)果

1.實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量

在進(jìn)行傾向得分匹配估計(jì)前，先進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)。表3給出了一對(duì)一匹配的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果表明，匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，且所有t檢驗(yàn)的結(jié)果不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，與匹配前結(jié)果相比，大多數(shù)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差大幅下降，說明協(xié)變量均通過平衡性檢驗(yàn)，傾向得分匹配較大程度地降低了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)與實(shí)際控制人沒有境外居留權(quán)的企業(yè)之間的特征差異。根據(jù)PSM匹配后的樣本進(jìn)行OLS回歸能較好地解決樣本選擇偏差問題。

表4 實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量(PSM)

模型(1)(2)(3)被解釋變量總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)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(shè)，下同。

表4報(bào)告了PSM匹配樣本下的實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量的OLS回歸結(jié)果。從表4模型(1)—(3)可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)為-606、-498、-0.596，且在5%水平上顯著。這表明，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)期實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)使得企業(yè)下一年總專利授權(quán)量、發(fā)明專利授權(quán)量和非發(fā)明專利授權(quán)量分別平均降低約60.6%、49.8%和59.6%，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)意義上均較為明顯，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說1?？刂谱兞炕貧w結(jié)果方面，如企業(yè)規(guī)模與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，說明資產(chǎn)規(guī)模越大，企業(yè)越有實(shí)力從事創(chuàng)新活動(dòng)，創(chuàng)新產(chǎn)出更多；企業(yè)年齡與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，說明成熟企業(yè)由于長期學(xué)習(xí)帶來的經(jīng)驗(yàn)，更具有創(chuàng)新性?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果基本符合理論預(yù)期，與以往研究結(jié)果大部分一致。

表5 實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量

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

2.實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量

本文進(jìn)一步考察實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的關(guān)系。表5報(bào)告了回歸結(jié)果，從模型(1)—(4)可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)為-0.095、-0.412、-0.213、-0.327，且分別在1%、5%、10%水平上顯著。當(dāng)期實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)使得企業(yè)下一年發(fā)明專利IPC分類量、實(shí)用新型專利IPC分類量、發(fā)明專利申請(qǐng)占比以及發(fā)明專利授權(quán)占比分別平均降低約9.5%、41.2%、21.3%以及32.7%，這種負(fù)向效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)意義上均比較顯著。這表明，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)不僅對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量產(chǎn)生了抑制作用，還對(duì)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生了負(fù)向影響，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說1。高質(zhì)量創(chuàng)新項(xiàng)目往往投資額更高，回報(bào)周期更長、不確定性更大，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)后，更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致企業(yè)投資于這些項(xiàng)目的意愿更弱，從而降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量。

(三)進(jìn)一步分析

本文根據(jù)企業(yè)的行業(yè)類型、實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)控制權(quán)以及企業(yè)所在地制度環(huán)境分別進(jìn)行異質(zhì)性分析。

1.勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)

企業(yè)由于其所在的行業(yè)性質(zhì)不同，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的需求存在差異，所以行業(yè)性質(zhì)是決定企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的重要因素[37]。參照吉紅云和干杏娣(2014)[38]，根據(jù)中國證監(jiān)會(huì)公告〔2012〕31號(hào)《上市公司行業(yè)分類指引》，按要素密集度將樣本企業(yè)劃分為勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)，分析實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)不同行業(yè)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。從表6模型(2)(5)可知，資本密集型行業(yè)中，實(shí)際控制人境外居留權(quán)顯著降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。模型(1)(3)(4)(6)可知，勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型行業(yè)中，實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響基本上不顯著。可能的原因是，資本密集型行業(yè)的企業(yè)賴以生存的最重要的生產(chǎn)要素就是物質(zhì)資本，實(shí)際控制人獲得境外居留權(quán)后，更有可能將資本轉(zhuǎn)移至境外，引發(fā)企業(yè)物質(zhì)資本流失，從而導(dǎo)致研發(fā)投資不足。勞動(dòng)密集型和技術(shù)密集型行業(yè)的企業(yè)，企業(yè)核心競爭力主要來自于人力資本，實(shí)際控制人移居境外時(shí)，較難將人力資本進(jìn)行轉(zhuǎn)移，企業(yè)仍然可以正常實(shí)施創(chuàng)新活動(dòng)。

表6 勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型行業(yè)分組回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)行業(yè)分類勞動(dòng)資本技術(shù)勞動(dòng)資本技術(shù)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(yè)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(shè)。

2.實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)的控制權(quán)

實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)控制權(quán)的高低，反映了其個(gè)人特征對(duì)企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)的影響程度，本文進(jìn)一步考察不同控制權(quán)的企業(yè)中，實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。從表7模型(2)(4)(6)可知，當(dāng)實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)的控制權(quán)更高時(shí)，其擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)；模型(1)(3)(5)可知，當(dāng)實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)的控制權(quán)較弱時(shí)，其擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系不顯著?？赡艿脑蚴?，更高的控制權(quán)使得實(shí)際控制人可以更好地掌控企業(yè)，更有能力套取企業(yè)資源，實(shí)施“隧道行為”，侵占中小股東利益，實(shí)現(xiàn)自身利益最大化。

表7 控制權(quán)分組回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)控制權(quán)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(yè)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(shè)。

3.制度環(huán)境對(duì)實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的影響

市場(chǎng)化改革會(huì)提高微觀生產(chǎn)效率和資源配置效率[39]，處于市場(chǎng)化進(jìn)程較好地區(qū)的企業(yè)更加傾向于實(shí)施研發(fā)活動(dòng)[40]，因此制度環(huán)境會(huì)影響實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。參照Qian等(2017)[41]，使用市場(chǎng)化指數(shù)來代表制度環(huán)境，市場(chǎng)化指數(shù)越高，代表該地區(qū)制度環(huán)境越好。2008年至2014年各省市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)?2017)[42]，由于各省2015、2016年市場(chǎng)化程度與2014年相比變化很小，因此本文將2014年各省市場(chǎng)化指數(shù)順延至2015、2016年。從表8模型(1)(3)(5)可知，處于制度環(huán)境較差地區(qū)的企業(yè)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)；模型(2)(4)(6)可知，處于制度環(huán)境較好地區(qū)的企業(yè)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系不顯著?？赡茉蚴?，制度環(huán)境好的地區(qū)，有更好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)、契約約束，知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度更強(qiáng)等[40]，處于這些地區(qū)的企業(yè)，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響較弱。

表8 市場(chǎng)化指數(shù)分組回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)被解釋變量總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)控制權(quán)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(yè)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(shè)。

表9 實(shí)際控制人境外居留權(quán)、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與專利授權(quán)的回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)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(shè)。

(四)機(jī)制檢驗(yàn)

在上文已經(jīng)得到實(shí)際控制人境外居留權(quán)抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探討實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的內(nèi)在機(jī)理，分別從企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、融資約束、發(fā)明者創(chuàng)新效率等方面進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1.實(shí)際控制人境外居留權(quán)與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

借鑒羅黨論等(2016)[43]，采用年度beta系數(shù)來衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。表9模型(1)結(jié)果顯示，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%的水平上顯著，這表明實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)；模型(2)—(4)結(jié)果顯示，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸系數(shù)顯著為正，且在1%水平上顯著，這表明風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。上述結(jié)果說明擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人通過削弱風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)最終抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說2。

2.實(shí)際控制人境外居留權(quán)與融資約束

根據(jù)國內(nèi)外文獻(xiàn)，反映企業(yè)融資約束的指數(shù)有KZ、WW、SA等指數(shù)，其中使用企業(yè)規(guī)模和年齡構(gòu)建的SA指數(shù)更多依賴于外生因素，較好避免了內(nèi)生性問題。因此本文采用Hadlak和Pierce(2010)[44]構(gòu)建的SA指數(shù)來反映融資約束，并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，SA指數(shù)絕對(duì)值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束更嚴(yán)重。表10模型(1)結(jié)果顯示，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)顯著為正，且在5%的水平上顯著，這表明實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)加劇了融資約束；模型(2)—(4)結(jié)果顯示，融資約束的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%的水平上顯著，這表明企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出越低。上述結(jié)果說明擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人通過加劇融資約束最終抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說3。

表10 實(shí)際控制人境外居留權(quán)、融資約束與專利授權(quán)的回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量融資約束總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN967967967960R20.9690.4280.3600.405

3.實(shí)際控制人境外居留權(quán)與發(fā)明者創(chuàng)新效率

實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)的企業(yè)不僅會(huì)給外部投資者釋放一種信號(hào)，也會(huì)給內(nèi)部發(fā)明者釋放一種負(fù)面信息，表明企業(yè)對(duì)于失敗的容忍度較低，實(shí)際控制人在創(chuàng)新失敗之后可以隨時(shí)離境退出，導(dǎo)致發(fā)明者實(shí)施技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力不足。專利授權(quán)體現(xiàn)了發(fā)明者最終的創(chuàng)新產(chǎn)出，因此本文采用研發(fā)人員的人均專利授權(quán)量來衡量發(fā)明者創(chuàng)新效率。表11模型(1)結(jié)果顯示，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且在1%的水平上顯著，這表明實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)降低了發(fā)明者創(chuàng)新效率；模型(2)—(4)結(jié)果顯示，發(fā)明者創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為正，且在1%的水平上顯著，這表明發(fā)明者創(chuàng)新效率越高，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出越多。上述結(jié)果說明擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人通過降低發(fā)明者創(chuàng)新效率最終抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了研究假說4。

表11 實(shí)際控制人境外居留權(quán)、發(fā)明者創(chuàng)新效率與專利授權(quán)的回歸結(jié)果

模型(1)(2)(3)(4)被解釋變量發(fā)明者創(chuàng)新效率總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)固定YESYESYESYES年份固定YESYESYESYESN1 1281 1281 1281 128R20.3550.4180.3000.301

(五)內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文采用了PSM匹配樣本進(jìn)行回歸，但實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間還是可能存在內(nèi)生性問題，原因有二：一方面是反向因果關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新水平較低的企業(yè)市場(chǎng)競爭力低，企業(yè)未來發(fā)展前景不佳，實(shí)際控制人可能更會(huì)選擇獲取境外居留權(quán)，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(xiàn)基礎(chǔ)上控制了一系列影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)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(guān)，導(dǎo)致模型結(jié)果產(chǎn)生偏誤。針對(duì)模型存在的內(nèi)生性問題，本文采取兩種識(shí)別策略：工具變量法(2SLS)、一階差分估計(jì)(change model)。

1.工具變量法(2SLS)

選取實(shí)際控制人親屬的境外居留權(quán)(kinresidency)作為工具變量。若實(shí)際控制人有一位親屬擁有境外居留權(quán)，則取值為1，否則取值0。實(shí)際控制人親屬的境外居留權(quán)與內(nèi)生解釋變量正相關(guān)，親屬擁有境外居留權(quán)，在一定程度上表明實(shí)際控制人也具有獲取境外居留權(quán)的傾向。實(shí)際控制人親屬擁有境外居留權(quán)并不會(huì)直接影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，該工具變量只能通過內(nèi)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(yàn)結(jié)果，Durbin-Wu-Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果拒絕所有解釋變量均外生的原假設(shè)，表明模型存在內(nèi)生性問題，因此需采用工具變量法進(jìn)行估計(jì)；Kleibergen-Paap rk LM檢驗(yàn)顯著拒絕原假設(shè)，說明模型不存在識(shí)別不足問題；Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量明顯大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗(yàn)臨界值，顯著拒絕原假設(shè)，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(nèi)生解釋變量顯著正相關(guān)；從第二階段模型(2)—(4)可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)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(jì)進(jìn)一步驗(yàn)證了研究假說1，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表12 工具變量法回歸結(jié)果

模型第一階段第二階段(1)(2)(3)(4)被解釋變量實(shí)際控制人境外居留權(quán)總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)residency—-0.924***(0.290)-0.529***(0.200)-0.763**(0.318)kinresidency0.451***(0.036)———controlsYESYESYESYES行業(yè)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(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(change model)

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

2.一階差分估計(jì)(change model)

模型中可能遺漏了某些不隨時(shí)間變化的因素而導(dǎo)致回歸結(jié)果偏誤。比如，由于數(shù)據(jù)缺失，導(dǎo)致無法搜集到實(shí)際控制人的出生地情況，而出生地環(huán)境會(huì)影響實(shí)際控制人的成長，塑造其思想、行為方式等，最終影響企業(yè)的經(jīng)營決策。由于這些特征變量一般較少隨時(shí)間變化，故對(duì)模型所有變量進(jìn)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(shí)間改變的遺漏變量造成的內(nèi)生性[45]。從表13模型(1)—(3)可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)的回歸系數(shù)大部分顯著為負(fù)。這表明一階差分估計(jì)同樣驗(yàn)證了本文假說1，實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，本文進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)使用總專利申請(qǐng)、發(fā)明專利申請(qǐng)和非發(fā)明專利申請(qǐng)量作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量；(2)改變PSM匹配方法。分別運(yùn)用1對(duì)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(shí)際控制人兼任總經(jīng)理或董事長的樣本；(4)刪除上市公司注冊(cè)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(huì)對(duì)實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)產(chǎn)生影響。從表14、表15和表16可知，實(shí)際控制人境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新均顯著負(fù)相關(guān)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果充分表明本研究結(jié)論是穩(wěn)健和可靠的，不會(huì)隨著外部環(huán)境的變化而發(fā)生根本性變化。

表14 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果一

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)類別專利申請(qǐng)1對(duì)2匹配被解釋變量總專利申請(qǐng)發(fā)明專利申請(qǐng)非發(fā)明專利申請(qǐng)總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN1 1281 1281 1281 6401 6401 640R20.3520.2970.2920.4100.3030.287

表15 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)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(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN6 5776 5776 5776 1286 1286 128R20.4060.3240.2720.4040.2910.287

表16 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果三

模型(1)(2)(3)(4)(5)(6)類別刪除實(shí)際控制人兼任總經(jīng)理或董事長樣本刪除注冊(cè)地位于廣東、福建省的樣本被解釋變量總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)總專利授權(quán)發(fā)明專利授權(quán)非發(fā)明專利授權(quán)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(yè)固定YESYESYESYESYESYES年份固定YESYESYESYESYESYESN307307307717717717R20.5850.3210.5110.3010.3760.223

六、結(jié)論

黨的十九大報(bào)告指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。要建立以企業(yè)為主體、市場(chǎng)為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系，要毫不動(dòng)搖鼓勵(lì)、支持、引導(dǎo)非公有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于高管和非管理層員工的個(gè)人特征與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行了大量深入的研究，但卻忽略了實(shí)際控制人個(gè)人特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。因此本文利用2007—2016年中國制造業(yè)民營上市公司數(shù)據(jù)，考察了實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，一是實(shí)際控制人境外居留權(quán)顯著抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。該結(jié)論在使用以下穩(wěn)健性測(cè)試后仍然成立：工具變量法估計(jì)(2SLS)、一階差分估計(jì)(change)、改變匹配方法、調(diào)整技術(shù)創(chuàng)新衡量指標(biāo)以及刪除部分樣本等測(cè)試方法；二是考慮企業(yè)行業(yè)類型、實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)控制權(quán)以及制度環(huán)境等異質(zhì)性因素，發(fā)現(xiàn)了實(shí)際控制人境外居留權(quán)對(duì)資本密集型、更高控制權(quán)、位于制度環(huán)境較差地區(qū)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響更加明顯；三是分析了實(shí)際控制人境外居留權(quán)影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)制，擁有境外居留權(quán)的實(shí)際控制人通過削弱風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、加劇融資約束、降低發(fā)明者創(chuàng)新產(chǎn)出效率等機(jī)制抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

基于本文研究結(jié)論，提出如下政策建議：一是強(qiáng)化實(shí)際控制人擁有境外居留權(quán)企業(yè)的監(jiān)管力度，重點(diǎn)關(guān)注企業(yè)異常的資本外流情況，對(duì)于涉嫌欺詐違規(guī)行為的實(shí)際控制人，要加強(qiáng)實(shí)際控制人出入境管理。二是進(jìn)一步推進(jìn)市場(chǎng)化改革，為民營企業(yè)營造公平競爭環(huán)境，打破各類“卷簾門” “玻璃門” “旋轉(zhuǎn)門”，保障人力、資本、技術(shù)等要素的自由流動(dòng)。要維護(hù)民營企業(yè)家的合法權(quán)益，解決其后顧之憂，激發(fā)其創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活力。三是通過政府補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠、公共采購等多種政策手段強(qiáng)化對(duì)民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支持，緩釋企業(yè)創(chuàng)新失敗可能導(dǎo)致的經(jīng)營、財(cái)務(wù)等風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)民營企業(yè)創(chuàng)新的主動(dòng)性和積極性。四是進(jìn)一步完善資本市場(chǎng)，穩(wěn)步推進(jìn)科創(chuàng)板和試行注冊(cè)制，發(fā)揮資本市場(chǎng)對(duì)民營創(chuàng)新企業(yè)的支持作用。加強(qiáng)銀行信貸資源的引導(dǎo)，將更多資源投放到實(shí)體經(jīng)濟(jì)，緩解民營中小企業(yè)的融資約束。