家族企業創新、知識產權保護空間差異與年報情感特征

貝洪俊 許文瀚

1.寧波大紅鷹學院財富管理學院 2.浙江工商大學財務與會計學院

一、引言

傳統的社會情感財富（Socioemotional Wealth，以下簡稱SEW）理論認為，家族企業出于保存SEW的需要并不傾向于將資金用于創新投入[1-3]；而延伸型SEW學派提出的跨代傳承家族控制理論則認為，家族企業為了滿足長期生存、代際傳承的需要，在決策時并不總是短視的，為了增強企業的未來競爭力，他們往往會加大創新投入[4-7]。當前，中國的民營家族企業正面臨著交接班的高峰①中國家族財富管理高峰論壇，武漢，2016。。從趨勢上看，家族企業的創新投入力度正逐年提高。2016年9月發布的《中國上市家族企業創新報告》顯示，我國民營家族企業的創新投入從2010年的2.93%提高到4%以上。從獲得專利授權的企業數量上看，家族企業高出國有企業近17個百分點，這一結果充分印證了跨代傳承家族控制理論的觀點，家族企業所關注的重點已從被動保存SEW轉移到主動爭取未來競爭優勢上來。

企業的創新活動需要大量的資金來維持，其中包括巨額的初始投入和未來持續的現金流投入，這對受到較強融資約束的家族企業來說是一項巨大的負擔[8]。銀行的風險厭惡天性和對民營家族企業的天然歧視使得它們無法向家族企業提供長期、穩定的貸款[9]，而創新活動的收益滯后性又使得家族企業難以用內源融資來支撐創新活動的進行。在這種情況下，家族企業不得不以犧牲部分控制權為代價來獲取股權融資[10]。萬德資訊的統計顯示，截至2016年，民營家族企業在我國A股市場中的占比已超過50%。誠然，股權融資能夠為家族企業帶來大量的資金用以支持創新活動，但是伴隨而來的是企業需要承擔更大的義務，這其中最重要的就是信息披露義務[11]。從股權融資的角度來看，為了獲取更低成本的股權融資，企業需要將創新活動的進展及前景進行無保留的公開，以提升股票價格。但是從產權保護的角度來看，這種無保留的披露將暴露企業的知識產權信息，引起競爭者和模仿者的覬覦，不利于企業對知識產權的保護[12]。也就是說，家族企業在是否進行創新活動披露的問題上面臨著兩難選擇。

從現有文獻來看，多數學者支持家族企業出于產權保護動機將盡可能地避免對創新活動的詳細披露。其中學者們認為最主要同時也最有效的手段是通過研發支出資本化和費用化的選擇來對創新活動進行隱瞞[13-16]。但隨著證監會對年報中創新活動披露要求的不斷提高②證監會在《公開發行證券的公司信息披露編報規則第15號》《公開發行證券的公司信息披露編報規則第30號》和《關于改革完善并嚴格實施上市公司退市制度的若干意見》等文件中均直接涉及對企業創新活動披露的硬性規定。，這種手段的使用受到了很大程度的限制，迫于監管壓力，上市公司不得不在年報中對創新活動數據進行公開。然而，證監會對創新活動信息披露的規定尚未涉及年報的文本信息部分。在年報當中，數字信息所占的比重較小，且不具備對具體經濟事項的解釋作用；文本信息所占的比重較大，具有全面的解釋說明作用，能夠形成傾向性的情感特征，并直接影響信息接受者的判斷[17]。現階段，隨著計算機文本分析技術的發展，對大樣本年報情感特征進行量化得以實現，國內外學者均發現年報情感特征具有信息增量作用，并能夠引起一定的市場反應[18-21]。本文認為，為了達到知識產權保護的目的，家族企業在年報中很可能利用特定的文字描述使得年報呈現出保守化情感特征，以此干擾信息接受者的判斷，弱化創新活動對企業的意義。但是，當企業所在地區的知識產權保護程度較強時，出于股權融資的目的，家族企業將樂于積極地描述創新活動，使年報呈現出樂觀化情感特征，以提升股價，獲取更低成本的股權融資。為了驗證以上推斷，本文采用2007—2016年的家族上市公司數據，并引入了一系列企業經營層面和管理者特征層面的控制變量來排除噪音對結果的干擾，使結果可以較好地反映出企業創新活動對年報情感特征的影響，并引入地區知識產權保護程度作為空間尺度來考察這種影響是否具有區域性差異。此外，本文還采用了替代變量法來進行穩健性檢驗，以減少內生性問題對結果的影響。

二、計量模型與數據描述

（一）計量模型設定

企業的創新活動包括兩部分，一部分是正在進行創新的新項目，另一部分是已經形成的創新成果（尚未獲得專利授權）。若拋開知識產權保護動機來看，企業對于創新活動的披露應該是樂觀的，因為只有當企業看好新項目的未來前景時企業才會進行持續的開發投入，而已經形成的創新成果則是企業即將投入市場、獲得回報的競爭優勢。尤其對于上市公司而言，樂觀的信息披露能夠增強投資者的信心，從而提升對企業價值的估計。

但是，事實卻并非如此。具有創新能力的家族企業往往存在著很強的知識產權保護動機，甚至為了知識產權的絕對安全，不惜放棄對公司市場價值的追求，對企業創新活動進行刻意隱瞞。究其原因，主要是我國正處于市場經濟的轉型時期，正式制度有待完善，在這種背景下，內外部侵權行為有時并不能得到及時制裁。例如，各地區對違反《知識產權保護法》的執法力度、辦案力度具有很大差異，在一些欠發達地區違反知識產權的行為就比較常見。若家族企業披露了知識產權信息，本省份或鄰近省份的外部競爭對手就可以通過仿制、盜用等手段侵犯企業的知識產權；更有甚者一些企業內部管理人員也可能受到利益誘惑出賣企業的技術機密，但此時企業通過訴訟的方式來懲罰侵權者的成本較高且效果不佳，這就導致了企業對創新活動的披露意愿度不高。事實上，在證監會出臺強制性創新活動披露規定之前，只有不到15%的民營家族企業公布了創新活動數據。

隨著證監會對上市公司年報中創新活動信息披露要求的不斷提高，尤其是2014年“史上最嚴退市制度”出臺，隱瞞創新活動信息不僅影響到公司的市值，還會使得公司面臨被暫停上市交易的風險。雖然企業迫于監管的壓力不得不進行創新活動的信息披露，但是監管規則僅僅是對數字信息的披露要求與規范，企業管理者還是可以通過不實的文字描述來削弱信息接受者對創新活動價值的判斷（對創新活動的進展及市場前景做出更加保守的描述）。管理者的這種能力是源于監管規則對文本信息監管的空白和中小投資者對其的依賴，缺乏專業財務分析能力的中小投資者對年報數字信息的判斷將在很大程度上取決于描述文字的情感特征。因此，本文認為現階段上市公司對知識產權信息的保護將主要體現在此，為了驗證這一推斷，本文建立計量模型（1）：

式中，NetPosiT表示企業年報情感特征，R&DiT表示企業的創新活動（本文分別度量了創新強度和新增專利申請數）。為了排除時間變化和行業差異對結果帶來的潛在影響，本文加入了年份虛擬變量∑Year和行業虛擬變量∑Ind，并對回歸方程按公司代碼進行聚類。本文采用了固定效應模型來估計模型（1）。

地區知識產權保護程度通過選擇機制對創新活動與信息披露之間的關系施加影響。首先，創新活動需要巨額的初始投資和持續的現金流作為支撐，從融資的角度看，控制著大量信貸資源的國有銀行和金融機構對中小規模的家族企業存在一定程度的信貸歧視；而創新活動具有收益滯后性，在短期內無法獲得回報，這導致了家族企業不得不采取稀釋股權的方式來進行上市融資。其次，對于上市融資而言，初始的IPO和后續的增發計劃都需要企業對經營情況和未來前景進行全面的公開，其中就包括對企業創新投入和創新成果的披露，而這必然不利于企業知識產權的保護。由前文分析可知，為了保護企業核心商業機密，部分家族企業選擇放棄對低成本股權融資的追求，選擇不進行創新活動信息披露，這樣一來企業的股權融資成本較高，此時為了達到融資規模，企業不得不轉讓更多的股權，導致家族控制權的進一步削弱。相反，若企業所在地區的知識產權執法程度較強，即使企業公開了部分知識產權信息，也并不一定會被競爭者所竊取，因為完善的正式制度將對知識產權的安全提供強有力的保障，侵權者將受到懲罰，此時企業將選擇對創新活動進行樂觀披露，以獲取最優融資量。為了檢驗以上推斷，本文建立計量模型（2）：

式中，IPPiT為地區的虛擬變量，當地區的知識產權侵權案件結案數量與知識產權侵權案件數量的比值較高時（大于50%分位數），即說明地區的知識產權保護法執法程度較高，該地區取值為1，否則取0。本文對模型（2）同樣進行了行業、年度固定效應的處理。

（二）變量選取

對企業創新活動的度量，現有研究大多把研發強度即研發支出占營業收入比值作為衡量標準[22-24]，然而本文認為，企業的創新活動應包括正在進行研發的部分和已經形成的成果（尚未獲得專利授權的部分）。前者體現了企業對技術創新的重視程度，而后者則是企業成果轉化能力的體現，這兩者分別代表了創新活動周期的前后兩個階段，即研發階段和轉化階段。鑒于部分企業以研發支出作為盈余管理（利用資本化和費用化的選擇）的手段，因此研發支出過高并不意味著企業重視創新活動。同樣，當期的研發支出不足并不一定代表企業不重視創新活動，也有可能是由于企業在上一年度剛剛完成一批研發項目，目前正在進行專利申請；而新增專利申請數亦有可能來自上一年度未申請或未申請成功的項目，并不能完全體現企業本年度的創新成果。因此，本文分別以研發強度和新增專利申請數作為衡量企業創新活動的指標。

地區知識產權保護程度以家族企業所在地區的知識產權侵權案件結案數與侵權案件數的比值來度量，該指標越大說明企業所在地區知識產權保護法的執法效率越高。具體計算方法為：該指標大于50%分位數的，為知識產權保護程度較強地區，記為1；小于或等于50%分位數的，為知識產權保護程度較弱地區，記為0。

為了控制其他因素對家族企業創新活動信息披露的影響，本文加入了相關控制變量。影響家族企業管理者信息披露偏好的因素有很多，既包括公司的實際經營情況、公司特征，也包括管理者自身的經歷、特征等。主要變量見表1。

（三）數據說明

本文以滬深A股證券市場2007—2016年間的全部家族上市公司為研究樣本。為了排除特殊樣本對結果的影響，按以下標準對樣本進行了剔除：（1）存在 ST、*ST等特殊處理的上市公司樣本；（2）當年上市的樣本；（3）創新數據缺失的樣本。最終樣本數量為3 774。地區知識產權侵權案件數和結案數的數據來源于中國保護知識產權網所發布的《中國知識產權保護調研報告》。其他指標的數據來源于國泰安CSMAR。為了保證數據的準確性，筆者還與銳思數據庫RESSET和萬德數據庫Wind進行了數據的交叉比對。

三、進一步研究：空間分布特征對本文假設的影響

（一）地區知識產權保護水平測算

從家族上市公司分布特點來看，東部地區的家族上市公司數量顯著高于其他地區，中部地區次之。地區間家族上市公司數量的差異在2010年以后呈擴大化趨勢。東部地區家族上市公司數量激增，由2007年的70家上升到2012年的387家；中部地區的家族上市公司數量也發生了顯著增長，由2007年的16家上升到2012年的134家；相比之下，在這五年間，西部地區和東北地區的家族上市公司數量未發生明顯改變，西部地區的家族上市公司數量由2007年的2家上升到2012年的9家，東北地區的家族上市公司數量由2007年的3家上升到2012年的13家。這種反差顯然是地區經濟發展水平差異所導致的。2012年后，由于宏觀經濟形勢惡化導致各地區家族上市公司數量發生反向變化，東部、西部和東北地區的家族上市公司數目基本保持不變，中部地區的數量呈略微下降趨勢，但從整體上看，地區間家族上市公司數量的排序未發生改變，仍然是東部地區最多，中部地區次之，西部地區和東北地區較少。根據王衛星等[25]的觀點，上市公司數量的空間性差異不僅是地區間經濟發展水平不均衡的結果，還有可能是社會發展狀況差異所造成的。當地區社會發展水平較低時，知識產權將得不到有效的保護，這會嚴重制約企業的創新意識和科技轉化能力。在這種情況下，企業可能會安于現狀，上市意愿會受到嚴重影響。因此，知識產權保護是關乎企業發展的關鍵因素，對該指標的度量是本研究的前提和基礎。

表1 變量定義

然而，地區間的差異性導致知識產權保護程度的計量缺乏統一標準。Himmelberg[8]以侵犯知識產權案件立案數量作為衡量依據。但侵犯知識產權案件數量多反而說明該地區的知識產權保護意識薄弱，因此這種測量方式并不準確。知識產權保護綜合了立法、司法和執法等各種復雜因素，本文參照Cornaggia等學者的研究，對知識產權保護程度指標按照“地區知識產權侵權案件結案數/侵權案件數”來進行度量。為了便于比較，反映保護程度變化的演變路徑，采用了定值分級的方法，利用ArcGIS軟件將知識產權保護程度劃分為低（小于 0.25）、較低（0.25～0.50）、中等（0.50～0.75）和高（大于 0.75）四個等級。

（二）地區知識產權保護程度、企業創新活動披露的空間差異

知識產權保護程度存在較為明顯的地區性差異，且隨著時間的推移呈現出了一定的聚集趨勢。2010年以前，高知識產權保護程度的分布單元主要為珠三角地區，該地區的家族企業數量約占樣本總量的43.5%。此外，北京和上海的知識產權保護程度也較高，家族企業數量約占樣本總量的23.2%。中等知識產權保護程度地區主要分布在東北重工業發展較好的地區，然而該地區的家族企業數量占比不到1%。余下的13個省份知識產權保護程度較低，約占總樣本量的41.5%。2010—2013年，東部沿海地區的知識產權保護程度呈現出上升趨勢，尤其是浙江，表現出與珠三角地區、北京和上海相似的知識產權保護程度，該地區的家族企業數量占樣本總量的19.6%。從總體上看，2010—2013年間，我國的知識產權保護程度呈現出較明顯的縱向均衡趨勢，聚集效應明顯。2013年以后，東部沿海地區的省份，包括廣東、浙江、上海、江蘇、山東、河北、北京和天津的知識產權保護程度均達到了高水平，這些地區的家族企業數量占樣本總量的90%以上。除此之外，我國中部地區的知識產權保護程度也得到了顯著提升，而西部地區的知識產權保護程度一直較低。

本文采用國家統計局的劃分辦法③該辦法于2011年6月公布，將我國的經濟區域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區。，對東部、中部、西部和東北四大地區的知識產權保護程度差異進行考察（表2）。通過表2可以看出，在本文研究期間，各個地區的知識產權保護程度存在明顯的差異，其中東部沿海地區的程度最高，主要分布在0.75～1.0之間，聚集效應明顯；東北地區次之，主要分布在0.50～0.75之間，但是家族企業樣本數量很少；中部地區的部分省份在2013年后知識產權保護程度達到了較高水平，但從地區整體情況上看，絕大多數省份處于0.25～0.50之間，省份間的差異較大，未形成聚集效應；西部地區的知識產權保護程度最低，主要集中在0～0.25之間。由以上結果可知，東部沿海省份的知識產權保護程度較高，并形成了高知識產權保護的聚集效應。高水平的地區知識產權保護導致東部地區家族企業的創新活動披露意愿顯著高于其他地區。

（三）考慮空間特征的模型構建

從整體上看，東部地區家族上市公司對創新活動的披露意愿顯著高于其他地區，這顯然是由東部地區高質量的經濟發展水平決定的。然而中部地區家族上市公司對創新活動的披露意愿卻顯著低于東北地區，盡管中部地區相比于東北地區有著更高的經濟發展水平和企業創新能力，對于該問題，若只孤立地考慮單個省份的知識產權保護程度對家族企業創新活動披露的影響可能是有偏的，因為知識產權保護具有一定的聚集效應。由地理學第一定律可知，所有事物都與其他事物相關聯，但較近的事物比較遠的事物更關聯。由于市場相近，知識產權侵權事件不僅可以來源于本省份的競爭者，也有可能來自臨近省份。因此，企業的創新活動披露意愿不僅會受到本省份知識產權保護程度的影響，甚至還會受到臨近省份的影響。從我國省份知識產權保護程度的時空演化來看，2010年后，知識產權保護程度呈明顯的縱向均衡、橫向不均衡趨勢，東部地區程度最高，中部地區次之，西部地區最低。從企業的實際創新活動情況看（表2），在中西部地區部分省份知識產權保護程度提升幅度明顯的情況下，地區內家族上市公司的創新能力并沒有得到顯著提高，這雖然主要是由于中西部地區的技術創新氛圍相對較弱，但是否存在另一種解釋，即這些地區的企業由于擔心知識產權信息的披露會為企業招致侵權事件，導致了企業對創新活動并未進行如實披露。本文認為地區間的知識產權保護程度差異是影響企業創新活動披露意愿的主要原因之一。對此，本文設置了模型（3）來考察知識產權保護空間性差異對企業創新活動披露意愿的影響，以此來對本文的研究問題做進一步檢驗。

表2 地區知識產權情況差異

模型（3）中，D為企業所在地區的地理位置變量。若企業位于知識產權保護程度較好的地區確實能提高企業的創新活動信息披露意愿，那么β2、β3的回歸系數應顯著為正。

四、實證結果分析

（一）主要變量描述性統計

表3列出了主要變量的描述性統計結果。可以看出，家族上市公司年報情感傾向（NetPos）的平均值為0.242，標準差為0.217，這說明家族企業的管理層在進行創新信息披露時主要以保守態度為主，并不希望通過樂觀的披露來暴露公司具有盈利能力的知識產權項目。創新強度R&D1的均值為0.054，標準差為0.047，最大值為0.730。最小值為0.001，這說明家族企業對待創新的態度不一，印證了家族社會情感財富理論的觀點，即家族企業在進行創新投入決策時存在保存SEW和代際傳承兩種態度。當年新增專利申請數量R&D2的均值為24.45，標準差為50.08，最大值為1 174，最小值為0，該結果說明不同家族企業的創新能力存在較大差異。

（二）回歸結果與分析

首先估計模型（1），即家族企業創新活動對年報情感特征的影響，結果見表4模型（1）。當創新活動是以創新強度R&D1來度量時，其與年報情感特征NetPos的回歸系數為 -0.068（T=-5.29，P＜0.01），說明隨著企業創新強度的提高，企業年報情感特征將趨于保守；當創新活動是以專利申請R&D2來度量時，其與年報情感特征NetPos的回歸系數為 -0.0003（T=-3.34，P＜0.01），說明隨著企業新增專利申請數量的提高，企業年報的情感特征將趨于保守。這些結果均說明模型（1）得到了驗證，即家族企業為了保證知識產權的安全，將被迫放松對市值的追求，用保守的語調來描述企業的創新活動，以減少外部競爭者對企業知識產權的覬覦。

表4的模型（2）考察了在知識產權保護程度存在地區性差異的情況下，企業對待創新活動信息披露的態度。從表中可以看出，在模型（2）中，兩種方式度量的創新活動（R&D1、R&D2）和地區知識產權保護程度IPP的回歸系數均在1%的水平下顯著。其中，知識產權保護程度IPP的回歸系數皆顯著為正，說明在知識產權保護程度較高的地區，企業的年報情感特征相比知識產權保護程度較低的地區顯得更為樂觀。交乘項R&D1*IPP的回歸系數為0.028（T=5.92，P＜0.01），交乘項R&D2*IPP的回歸系數為0.102（T=2.08，P＜0.05），這說明當家族企業位于知識產權保護程度較高的地區時，企業對創新活動的保守性披露會有所減輕，模型（2）得到了驗證，即家族企業被侵犯知識產權的可能性較低時，將積極地對創新活動進行披露，以求達到提高公司股票價格、獲取更低成本股權融資的目的。

表4的模型（3）考察了地區知識產權保護程度的空間性差異對企業創新活動信息披露的影響。可以看出，當創新活動是以創新強度來度量時，交乘項R&D1*D的回歸系數為0.009（T=3.46，P＜0.01），該結果說明當家族企業位于我國東部地區時，它們相比其他地區的家族企業更加傾向于將創新活動進行客觀的披露。當創新活動是以創新成果來度量時，交乘項R&D2*D的回歸系數為0.012（T=2.27，P＜0.05）。以上結果說明模型（3）得到了驗證，即當家族企業位于東部地區時，它們相比其他地區的家族企業更加樂于對已經形成的創新成果進行客觀的披露。

表3 主要變量描述性統計

表4 模型回歸結果

（三）穩健性檢驗

根據信息接受者的閱讀習慣，他們往往是在進行通篇閱讀后產生一個對年報情感特征的總體印象，不是去詳細地計算樂觀或悲觀詞語的出現次數并進行比較。因此本文以關鍵詞抓取的方式來判斷創新活動信息的情感傾向可能是有偏的。對此，筆者將樂觀詞語占比大于零的上市公司年報定義為樂觀，取值為1，將樂觀詞語占比小于或等于零的上市公司年報定義為非樂觀，取值為0，并借助logit模型來對模型（1）—模型（3）進行重新計算（回歸結果略）。經穩健性測試后，本文結論依然成立。鑒于篇幅限制，上述穩健性測試結果未予以列示，來件備索。

五、結論與啟示

本文采用了滬深A股證券市場2007—2016年間家族上市公司的創新活動、經營情況和管理者特征數據，以地區作為空間尺度檢驗了企業創新活動、地區知識產權保護程度與年報情感特征之間的關系，得到了以下研究結論與政策啟示：

第一，家族企業的知識產權保護動機會使得企業在進行創新活動信息披露時傾向于保守，這種保守程度不僅體現在對創新投入的披露上，還體現在對創新成果的披露上。從后果看，這既不利于家族企業的股權融資，也不利于投資者的投資決策。從長期來看，還會降低社會的信息流通效率，阻礙國家科技創新戰略的貫徹落實。盡管證監會在近幾年不斷出臺針對創新活動的信息披露規范，但是這種規范尚未涉及年報文本信息部分。從有用性來看，管理者通過文本信息形成的情感傾向可以傳遞更為直觀的信息，彌補數字信息缺乏解釋能力的缺陷，有利于填補資本市場信息鴻溝。此外，情感特征還是缺乏專業知識的投資者解讀年報的便捷渠道。然而，管理者為了保護知識產權，往往將年報情感特征保守化，減弱投資者對企業創新活動價值的判斷，這反而擴大了雙方之間的信息鴻溝。因此，政府的相關監督部門和政策制定部門應盡早出臺針對年報的相關語言規范，減少上市公司的誤導性披露，彌補投資者與上市公司之間的信息鴻溝。

第二，在知識產權保護程度不同的地區，家族企業對創新活動信息披露的保守程度具有顯著的地區性差異特征。具體表現為：隨著地區知識產權保護程度的提高，具有創新能力的家族企業將適當放松對知識產權的保護，傾向于客觀真實地披露創新活動，以提升股權融資效率，從而減少控制權的流失。從這一點看，家族企業在本質上是樂于向社會公布創新活動的，只是由于一些企業所在地區的侵權行為嚴重，而知識產權執法效率又較低，企業才被迫隱瞞自身創新活動的進展。因此，監管部門和政策制定部門應提升對違反知識產權保護法的執法效率，對侵害知識產權的行為予以嚴懲，鼓勵企業進行技術創新與成果交流。

第三，知識產權保護具有一定的地區性聚集效應，單個省份知識產權執法效率的提升是需要周邊地區進行配合的，否則跨地區侵犯知識產權的行為將防不勝防。從本文的研究結果看，東部地區的知識產權保護程度最高，東北和中部次之，西部較低，總體上呈縱向均衡發展的空間分布趨勢，處于東部地區的家族企業對創新活動的信息披露顯得更為開放，這顯然是成熟的地區制度環境所導致的結果。因此，各地區在對待知識產權侵權案件時應做到信息共享，協同辦案，在減少本地區知識產權侵權案件的同時還要幫助相鄰地區打擊跨地區侵權行為，共同為區域內企業的技術創新提供完善的制度保障。●