區域經濟視域下的董事會獨立性與盈余質量*
——基于長三角地區上市公司的經驗數據

武漢大學經濟與管理學院　許文強　唐建新

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區域經濟視域下的董事會獨立性與盈余質量*
——基于長三角地區上市公司的經驗數據

武漢大學經濟與管理學院許文強唐建新

摘要：本文以2009-2013年滬深A股長三角地區的上市公司作為研究樣本，借助擴展的JONES模型，分析了區域經濟視域下董事會獨立性對盈余質量的影響機理。研究發現：加強董事會的獨立性有助于提高公司的盈余質量；董事會獨立性對盈余質量的影響，主要體現為獨立董事工作地和公司注冊地的一致性對正向操控性應計利潤的影響；由于契約動因的存在，長三角地區上市公司的盈余管理行為主要表現為正向的盈余管理。

關鍵詞：盈余質量董事會獨立性獨立董事長三角地區

一、引言

區域經濟體的健康發展有賴于資源的有效配置，需要一個健康、有序的資本市場予以支持。而成熟資本市場的標致之一是具有健全的投資者保護機制。會計信息作為投資者參與資本市場活動的主要決策依據，其質量的優劣對投資者合法權益能否得到維護至關重要。因而，確保公司提供高質量的會計信息，成為建立健全投資者保護機制的一項重要內容。然而，由于信息不對稱的存在，公司管理層可能會出于自身利益的考慮而發生“道德風險”（Akerlof，1970），運用一定的方法對公司的會計信息特別是盈余信息進行人為的操控，誤導投資者對公司收益的理解，給投資者的判斷和決策帶來干擾，使投資者的利益受到損害。這種專門針對盈余信息進行操控的行為構成了盈余管理行為（Healy & wahlen，1999）。盈余管理的直接后果是盈余質量的下降，公司對外提供的報告盈余信息反應真實盈余和預測未來盈余的能力受到削弱（Gissel et al.，2005）。從會計信息質量的角度衡量，盈余質量的下降使投資者進行決策時所依賴的會計信息的相關性受到損害，這無疑會造成投資者決策成本的提高。進一步的影響是，由于信息不對稱與盈余管理的廣泛存在，普通投資者無法承擔甄別盈余質量優劣的成本，因而會不可避免地產生“逆向選擇”（Akerlof，1970），使得投資資源無法順利流向高效的產業和企業。可見，無論是公司管理層的“道德風險”，還是投資者的“逆向選擇”，都會影響資源配置的效率，阻礙經濟的健康發展。而問題的焦點，是如何提高公司的盈余質量。如何保證公司的盈余質量？從公司治理的角度出發，強化董事會的獨立性是一個有益的探索。代理理論認為，加強董事會的獨立性，可以對公司管理層形成有效的監督，從而降低代理成本，使公司管理層的利益與股東的利益趨向一致，進而提高管理層進行不當盈余管理的成本，提升盈余質量（Beasley，1996）。這一觀點在隨后的眾多研究中得到了印證（如：Dechow et al.，1996；Klein，2002；李常青等，2004）。然而，也有研究表明，二者之間并不存在顯著的相關性（如：王兵，2007）。造成這種差異的原因比較復雜，比如資本市場的完善程度、經濟結構的復雜性以及區域間的差異性等因素，都有可能使研究結果呈現不同的走向。此外，現有文獻中，以區域經濟體作為對象、揭示區域內公司治理與盈余管理間內在聯系的研究并不多見。然而，由于我國幅員遼闊，地區間經濟、文化發展不平衡，市場化、法治化進程也存在明顯差異，區域經濟異質性特征顯著。因此，有必要以區域經濟體為研究對象，選取具有代表性的樣本數據，探究體現區域特征的董事會獨立性與盈余質量間的影響機理，進而完善公司治理結構，提高上市公司的盈余質量，最終實現保護投資者權益、優化資源配置和促進區域經濟發展的目標。長三角地區作為我國重要的經濟核心區，與其他大部分地區相比，經濟基礎強，人才聚集度高，民營企業發展迅速，資本市場相對健全，綜合實力一直領跑全國。因此，在這種區域環境下衍生出來的上市公司，其治理方式與成長路徑可能更加規范、科學，也更能為整個資本市場的健康發展樹立起良好的示范作用；再者，十八大以來，政府積極發展非公有制經濟，各地民營企業將迅速發展，而長三角地區在民營企業發展方面可以稱得上是其他大部分地區的典范，其他地區很可能經歷與長三角地區相似的發展路徑、面臨相似的發展瓶頸。因此，對于長三角地區上市公司的研究，將會為我國其他地區的公司發展提供良好的借鑒。那么，長三角地區上市公司的董事會獨立性與盈余質量具有怎樣的特征？二者之間有怎樣的內在聯系？圍繞以上問題，本文以長三角地區滬深A股非金融類上市公司為樣本，并以其2009－2013年的數據為基礎展開研究，預期取得以下貢獻：為公司治理理論及資本市場理論補充證據；為完善獨立董事制度提供參考依據。

二、理論分析與研究假設

（一）獨立董事在董事會中所占比例與盈余質量獨立董事是公司治理的重要組成部分，因其來自公司外部的獨立性身份，在監督和制衡公司權利方面具有重要的作用。關于獨立董事在抑制盈余管理、提高盈余質量方面的作用，多數研究給予了肯定（如：賀小剛等，2012）。研究表明，完全由股東組成或股東占較高比例的董事會并不理想，較好的董事會結構是：董事會中應該包含較高比例的來自于公司外部的獨立董事，以提高董事會的獨立性（Fama & Jensen，1983）。學界普遍認為獨立董事在董事會中所占的比重越高，董事會的獨立性就越強，就越能有效發揮監督作用，抑制管理層的盈余管理行為，提高公司的盈余質量（Dunn，1987；Xie et al.，2003；胡奕明等，2008）。當然，也有研究（如：李延喜等，2007）認為，獨立董事在董事會中的比例對盈余質量的影響并不顯著。此外，由于我國相關法規規定公司董事會中獨立董事所占比例需達1/3以上，所以存在僅以符合法規要求為目的而設置獨立董事比例的現象，這就導致了其整體獨立性還不夠強。因此，獨立董事能否充分發揮提高盈余質量的作用，還需要通過實證研究進行驗證。基于多數相關文獻的研究結論，本文提出研究假設H1如下。

H1：董事會中獨立董事所占比例與盈余質量顯著正相關

（二）獨立董事工作地和上市公司注冊地一致性與盈余質量根據經典治理理論，獨立董事具有維護自身市場聲譽的動機去履行監督管理層的職能。當獨立董事的工作地與上市公司注冊地一致時，獨立董事能夠更加便利地協調參與董事會的時間與方式，并且擁有更多的精力為上市公司提供建議和咨詢，有更好的條件來履行自己的職責，監控財務報告的形成，從而降低管理層操控盈余的程度。如果說董事會中獨立董事所占比例是從量的角度來衡量董事會獨立性的話，那么獨立董事工作地與上市公司注冊地的一致性則是從質的角度對董事會獨立性加以度量。然而，目前關于獨立董事工作地與公司注冊地的一致性對盈余質量影響關系的研究并不是很多，結論還有待于進一步論證。在此，本文采納了經典治理理論的邏輯，提出研究假設H2如下。

H2：當獨立董事工作地與上市公司注冊地一致時，盈余質量更高

（三）董事長、總經理兩職合一與盈余質量董事長與總經理兩職合一的直接后果是權力過于集中，使得同時兼任董事長職務的總經理比普通職業經理人擁有更大的控制權，從而增加了大股東和管理層操縱董事會的可能性，使公司董事會的獨立性受到損害；而董事長與總經理兩職分離，則在很大程度上遏制了管理層的權力膨脹，對大股東操控公司的行為也形成了一定的制約，有利于維護董事會的獨立性。按照一般邏輯，在兩職合一的組織結構下，公司進行盈余管理的操作空間和概率更大，這勢必影響企業的盈余質量。因此，一部分學者認為兩職合一會導致盈余質量的下降：Jensen（1993）提出，兩職合一的治理結構能夠使得總經理充分控制董事會，阻礙其他董事會成員對管理層的監督，從而導致公司盈余質量的下降；王化成等（2007）在對公司治理與盈余質量的研究中表明，兩職分離有利于公司治理結構的完善，對盈余質量有正面導向作用。然而，黃文伴等（2010）研究表明，董事長與總經理兩職合一與盈余質量之間沒有顯著的關系。顯然，在現有的文獻中，有關兩職合一與盈余質量的研究從結果上還存在著很大的分歧。然而，董事長與總經理兩職分離作為加強董事會獨立性的重要措施，在限制公司管理層不當行為方面的作用毋庸置疑，因此，本文提出假設H3如下。

H3：總經理和董事長兩職合一時，盈余質量更低

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源本文選取2009-2013年滬深A股長三角地區上市公司作為初選樣本，并按以下原則對初選樣本進行了篩選：剔除金融保險行業上市公司。由于該行業的資產負債結構、現金流特征與其他行業相差較大，可能影響長三角地區上市公司整體盈余狀況的評估，因此予以剔除；剔除上市不足5年以及期間退市的上市公司。為了科學、客觀地呈現長三角地區上市公司目前的盈余質量，對期間退市的公司予以剔除；同時為了增強數據間的對比性，本文選取了2009-2013年一直掛牌交易的上市公司作為數據樣本；未剔除ST公司數據樣本，因為ST公司也能在一定程度上如實地反映公司的盈余質量。經統計，初選樣本為585家公司，依據上述原則進行剔除后最終得到樣本公司384家，共獲得1920個觀察值。數據來源于證監會、巨潮資訊網站和國泰安CSMAR數據庫。

（二）變量定義

（1）被解釋變量。本研究的被解釋變量為盈余質量。本文借鑒修正的Jones模型（Dechow et al.，1995），并以其估計操控性應計利潤，來度量盈余質量。即，操控性應計利潤絕對值越大，盈余質量越低；反之亦然。

修正的Jones模型計量操控性應計利潤的過程如下：

第1步，計算總應計利潤。計算公式如下：

TAit=NIit-CFOit（1）

式（1）中，i表示第i個公司、t表示第t年（適用于本文所有公式，不再贅述）；TAit為第t年總應計利潤；NIit為第t年凈利潤；CFOit為第t年現金流量表中經營活動現金流量凈額。

第2步，計算非操控性應計利潤。首先，根據式（2）通過普通最小二乘法回歸取得待估參數的估計值。

TAit/Ait-1=α1（1 / Ait-1）+α2（ΔREVit/Ait-1）+α3（PPEit/ Ait-1）+εit（2）

式（2）中，Ait-1表示上期（第t-1期）期末總資產，ΔREVit是第t期銷售收入和第t-1期銷售收入的差額，PPEit是第t期的固定資產原值，εit是剩余項。α1、α2和α3是待估參數。接著，在取得α1、α2和α3的估計值a1、a2和a3之后，將其代入式（3）。

NDAit=a1（1 / Ait-1）+a2（ΔREVit/Ait-1-ΔRECit/Ait-1）+a3（PPEit/Ait-1）（3）

式（3）中，NDAit為經過第t-1期期末總資產調整后的第t期的非操控性應計利潤；ΔRECit是第t期應收賬款和第t-1期應收賬款的差額；a1、a2和a3為α1、α2和α3的估計值，由式（2）回歸獲得；其他符號含義與式（2）相同。

第3步，計算操控性應計利潤。計算公式如下：

式（4）中，DAit表示操控性應計利潤；其余符號含義與前式相同。因為盈余管理有調增利潤和調減利潤兩種情況，所以在不能確定盈余管理的方向時，對以上操控性應計利潤DAit取絕對值來代表i公司第t年的盈余質量，指標越小，盈余質量越高。

（2）解釋變量。解釋變量為代表公司董事會獨立性的變量，結合以往文獻，本文主要從獨立董事在董事會中所占比例、獨立董事工作地與上市公司注冊地是否一致以及董事長與總經理兩職合一三方面考察。其中：獨立董事在董事會中所占比例（INDDIR）為上市公司獨立董事人數占董事會總人數的比例；獨立董事工作地與上市公司注冊地的一致性（CITY）為虛擬變量，若獨立董事工作地與上市公司注冊地一致則取1，否則取0；董事長、總經理兩職合一（DUAL）為虛擬變量，若兩職合一則取1，否則取0。

（3）控制變量。為更加可靠科學地度量長三角地區上市公司董事會獨立性對盈余質量的影響程度，本文參照以往文獻研究，在模型中引入了董事會規模、董事會會議次數、公司規模、資產負債率、資產報酬率等控制變量。

各變量詳細信息見表1。

表1　變量定義

（三）模型構建本文通過構建以下多元線性回歸模型來檢驗長三角地區上市公司董事會獨立性與盈余質量之間的關系：

AbsDAit=β0+β1INNDIRit+β2CITYit+β3DUALit+β4SCALEit+β5BOARDMit+β6SIZEit+β7LEVit+β8ROAit+εit（5）

式（5）中，AbsDAit為操控性應計利潤（DAit）的絕對值，是表征被解釋變量盈余質量的反向指標，AbsDAit越大表明盈余質量越低，反之亦然。其他各變量符號含義見表1。

四、實證分析

（一）描述性統計表2是2009-2013年長三角地區上市公司研究樣本相關變量的描述性統計。從表中數據來看，由于AbsDA代表操控性應計利潤的絕對值，因此，如果不考慮盈余操控的方向，長三角地區上市公司較為普遍地存在盈余管理的情況，且操控性應計利潤絕對值的均值為0.058；由于在董事會獨立性、董事會其他特征、資產規模、資產負債率以及資產報酬率等方面存在著差異，各公司在盈余質量上也體現出很大的差異性，其中操控性應計利潤絕對值最小值為0.001，而最大為0.174。在董事會獨立性方面，獨立董事在董事會中所占比例最小值為0.222，最大值為0.6，均值為0.362，根據證監會2001年頒布的《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，要求所有上市公司應使獨立董事達到董事會成員的1/3以上，總體來看，長三角地區上市公司整體已達到規定的1/3的比例，但仍有少數公司不達標；另外，有近一半的上市公司獨立董事的工作地點為公司注冊所在地（均值為0.49）；關于董事長與總經理是否兩職合一這一指標，統計顯示均值只有0.19，說明長三角地區大部分上市公司在董事長和總經理的職位設置上是采取兩職分離的。通過以上數據可以初步判斷，從整體上看，長三角地區上市公司的董事會具有較強的獨立性。此外，從其他指標上看，長三角地區上市公司董事會的平均規模為9人（均值為8.97）；平均每年召開董事會會議的次數接近9次（均值為8.9）；平均總資產凈利率為4.3%。值得關注的是，長三角地區上市公司的資產負債率普遍較高，平均水平為60.2%，這一方面反映了負債是該地區上市公司的主要融資來源；另一方面也暗示，長三角地區旺盛的經濟發展勢頭，使得區域內的上市公司有理由承擔較高的財務杠桿去尋求自我突破和發展；同時也暗示了區域內上市公司的成長性特質。

表2　變量的描述性統計

（二）相關性分析表3列示了各變量的Pearson相關系數。從董事會的獨立性與盈余質量之間的關系上看，表中數據顯示，操控性應計利潤的絕對值（AbsDA）與獨立董事在董事會中的比例（INDDIR）以及與董事長和總經理兩職合一（DUAL）正相關，而與獨立董事工作地和公司注冊地的一致性（CITY）負相關。這意味著，獨立董事工作地與公司注冊地為同一地點以及董事長與總經理兩職分離都有助于盈余質量的提高；然而，獨立董事在董事會中所占比例的提高卻導致了盈余質量的下降。當然，上述相關性并未通過顯著性檢驗，嚴格的結論還有待于后面的回歸分析。從盈余質量與其他變量之間的關系上看，操控性應計利潤的絕對值（AbsDA）與公司規模（SIZE）、資產負債率（LEV）及董事會規模（SCALE）顯著正相關，而與其他控制變量的相關性并不顯著。此外，表3的數據顯示，雖然部分解釋變量、控制變量間存在相關關系，但是相關程度普遍較低，最大的相關系數絕對值為0.24，因此從總體來看各變量間不存在嚴重的多重共線性問題，可以對盈余質量和各變量進行多元回歸分析。

表3　各變量的Pearson相關系數

（三）多元回歸分析以2009-2013年長三角地區的上市公司為樣本，根據前面設定的研究模型，對董事會獨立性各變量與操控性盈余利潤絕對值之間的關系進行多元回歸檢驗，結果見表4。從表中數據可以看出，對模型進行回歸的調整后R2值達到0.215，通過了1%水平上的顯著性檢驗，模型擬合度較好。同時，表中數據顯示，在董事會獨立性與盈余質量之間的關系上，操控性應計利潤的絕對值（AbsDA）與獨立董事工作地和公司注冊地的一致性（CITY）之間在1%的顯著性水平上呈負相關關系，意味著當獨立董事工作地與上市公司注冊地同城時，盈余質量更高。這一結果驗證了假設H2。然而，操控性應計利潤的絕對值（AbsDA）與獨立董事在董事會中的比例（INDDIR）以及董事長和總經理兩職合一（DUAL）之間不存在顯著的相關關系，說明盈余質量與董事會中獨立董事所占比例以及董事長和總經理是否兩職合一沒有關系，不能支持假設H1和假設H3。由此可以得出結論：董事會獨立性的提高有助于盈余質量的改善；而董事會獨立性對盈余質量的影響作用，主要體現在獨立董事工作地與上市公司注冊的一致性對盈余質量的影響上。這意味著，在體現董事會獨立性的各特征中，相對于獨立董事在董事會中所占比例等“數量”特征，獨立董事工作地和公司注冊地的一致性更能體現董事會獨立性的“質量”，從而在影響和促進公司提高盈余質量方面更加有效。此外，從盈余質量與各控制變量之間的關系來看，盈余質量與董事會規模以及會議次數顯著正相關。說明大規模的董事會可以為管理層提供更多的決策意見，并有效降低管理層控制董事會的機率，從而提高盈余質量；同時也說明董事會會議作為董事會成員進行決策和溝通的一種有效途徑，體現著公司董事會的執行力，而召開會議的頻度反映了董事會的活躍程度，較高的會議頻次對管理層的盈余管理行為形成了有效的制約。與此同時，盈余質量與公司規模及資產負債率之間均呈顯著的負相關關系，說明公司規模越大、資產負債率越高，越容易發生盈余管理行為，從而盈余質量越低。另外，回歸結果顯示，盈余質量與資產報酬率之間不存在顯著的相關性。

表4　董事會獨立性各變量對操控性應計利潤絕對值影響的回歸結果

（四）穩健性檢驗為了保證研究結果的可靠性，本文對樣本數據進行了穩健性檢驗。檢驗方法是：不對操控性應計利潤進行絕對值處理，而是依據盈余管理的方向分為正負兩組，將其分別代入前文模型中進行檢驗。在全樣本1920個觀察值中，共有1649個發生了正向盈余管理從而產生了正向操控性應計利潤，我們將其作為一組進行回歸檢驗，回歸結果見表5；另外271個觀察值由于負向盈余管理而產生了負向操控性應計利潤，單獨對其進行檢驗的結果見表6。表5中的數據顯示，從盈余質量與董事會獨立性的關系上看，正向操控性應計利潤（DA）與獨立董事工作地和公司注冊地的一致性（CITY）在1%水平上顯著負相關，而與獨立董事在董事會中的比例（INDDIR）以及董事長和總經理兩職合一（DUAL）之間不存在顯著的相關關系。考慮到正向操控性應計利潤與盈余質量的反向關系，說明當獨立董事工作地與公司注冊地一致時，會促進盈余質量的提高。這與原研究結論完全一致。另外，從盈余質量與其他變量之間的關系上看，除資產負債率（LEV）沒有通過顯著性檢驗外，其他變量與盈余質量之間的關系與原研究結論基本一致。表6顯示了負向操控性應計利潤與各變量間的回歸結果，從盈余質量與董事會獨立性的關系上看，負向操控性應計利潤（DA）與董事會獨立性各變量之間的相關性沒有通過顯著性檢驗，說明董事會獨立性對公司的負向盈余管理沒有影響。此外，從盈余質量與其他變量的關系上看，考慮到負向操控性應計利潤與盈余質量的同向性，盈余質量與董事會規模及會議次數顯著正相關，與公司規模及資產負債率顯著負相關，與資產報酬率沒有顯著的相關性。盡管在顯著性水平上與原回歸結果有所差異，但結論與原研究結論基本一致。

綜上所述，兩組樣本的模型檢驗均表現出與原模型相似的結果，因此，可以認為模型的檢驗具有一定的穩健性。然而，基于兩組結果的比較，本文更為關注的是，獨立董事工作地與公司注冊地的一致性在影響正向操控性應計利潤與影響負向操控性應計利潤方面所體現出來的差異性。是什么原因導致了這一差異？首先，長三角地區上市公司盈余管理行為的整體特征體現為正向盈余管理。如前所述，按方向性劃分，在所有觀察值中，發生正向盈余管理的約占86%，發生負向盈余管理的約占14%，說明長三角地區上市公司的盈余管理在整體特征上體現為正向盈余管理，即通過操控性手段增加本期利潤。究其原因，本文認為，主要源于契約動因。第一個原因是薪酬契約動因。前文統計顯示，長三角地區上市公司董事長與總經理兩職分離的比例為81%，意味著對于大部分上市公司而言，管理層的利益與公司的利益可能不完全一致。出于對階段性任職的考慮，職業經理人有通過操控性手段進行正向盈余管理以提高本期利潤的沖動，因為經理人的薪酬契約往往都是與公司業績（比如會計利潤）掛鉤的。另外一個原因是債務契約動因。我們注意到，長三角地區上市公司的資產負債率平均水平高達60.2%，較高的負債水平可能會帶來較多的債務契約保護性條款限制，因此，面臨違約風險的公司管理人員具有提高本期利潤的動機，在這種情況下，正向盈余管理往往成為他們借助的手段。其次，從盈余管理的市場反應來看，我國的資本市場往往對正向盈余管理操控行為更敏感。從市場監管部門的角度考查，上市公司因會計舞弊而被查處的多數案例，皆與虛增利潤有關，而界定正向盈余管理與會計舞弊之間的界限是一個敏感而復雜的問題，所以正向盈余管理很容易引起市場監管部門的嚴密注意，從而加大了被處罰的風險；從投資者的角度考查，相比于負向盈余管理，虛增利潤行為導致投資者決策誤判所造成的影響往往更大，因為它給投資者造成的損失可能是實實在在的，而不是僅僅失去了一次潛在的投資機會，因此，投資者對正向盈余管理行為往往更加敏感。綜上，無論在普遍性方面還是在敏感性方面，正向的盈余管理都是盈余管理問題的焦點。因此，限制盈余管理、提高盈余質量的重點在于對正向盈余管理形成有效的制約，這也成為了長三角地區上市公司董事會特別是獨立董事的普遍選擇。

表5　董事會獨立性各變量對正向操控性應計利潤影響的回歸結果

五、結論與啟示

區域經濟是國民經濟發展的基石，先進區域經濟體的發展對整體經濟具有輻射和示范作用。區域經濟的健康發展離不開有效資本市場的支持，保證資本市場有效的關鍵是保證會計信息特別是盈余信息的質量，而有效的公司治理是保證會計信息質量的重要手段，董事會獨立性則是公司治理的重要組成部分。本文以經濟相對發達的長三角地區為研究對象，探究該地區上市公司盈余質量的特征以及董事會獨立性與盈余質量之間的內在聯系，以期為完善資本市場和改進公司治理提供參考證據。本文以2009-2013年長三角地區A股非金融類上市公司為樣本，采用修正的Jones模型計量盈余質量，并以獨立董事在董事會中的比例、董事長和總經理兩職合一以及獨立董事工作地和公司注冊地的一致性三個指標衡量董事會獨立性，實證檢驗了長三角地區上市公司的董事會獨立性與盈余質量之間的關系，最終得到以下結論：加強董事會的獨立性有助于提高公司的盈余質量；董事會獨立性對盈余質量的影響，主要體現為獨立董事工作地和公司注冊地的一致性對正向操控性應計利潤的影響；長三角地區上市公司的盈余管理行為主要表現為正向的盈余管理，且主要由契約動因所致。本文得到的研究啟示是：為了提高上市公司的盈余質量，在改進公司治理和加強董事會獨立性的過程中，應充分發揮獨立董事的作用。而獨立董事的有效性，不僅取決于獨立董事整體的數量，更取決于獨立董事個體的質量。因此，在實施獨立董事制度的過程中，不能流于形式，在獨立董事的選聘上，應充分考慮影響其履行職責的主客觀條件，確保獨立董事監督作用的有效發揮。

表6　董事會獨立性各變量對負向操控性應計利潤影響的回歸結果

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（編輯梁恒）

*本文系浙江省標準化與知識產權管理人文社科重點研究基地項目（項目編號：SIPM3218）；浙江省社科聯重點項目（項目編號：2012Z55）；杭州市哲學社會科學規劃項目（項目編號：D12GL14）的階段性研究成果。