社會(huì)信任、商業(yè)信用融資與企業(yè)創(chuàng)新

李雙建 李俊青 張 云

一、引 言

創(chuàng)新是破解資源短缺、環(huán)境惡化、人力資本不足和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡等經(jīng)濟(jì)發(fā)展中諸多問題的有效工具，更是驅(qū)動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、提升國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的重要戰(zhàn)略支撐。然而，作為創(chuàng)新活動(dòng)的主體，中國(guó)企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力尚且不足，創(chuàng)新水平有待提高。例如，2014 年全國(guó)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2013—2014 年間64.6 萬(wàn)家規(guī)模(限額)以上企業(yè)中有41.3%的企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)，明顯低于歐盟27 國(guó)2008—2010 年52.9%的平均水平，并且創(chuàng)新投入強(qiáng)度以及創(chuàng)新產(chǎn)出效果等方面也相對(duì)落后。2017 年世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的《2017 全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告(GII)》顯示，在全球127 個(gè)國(guó)家和地區(qū)中，中國(guó)創(chuàng)新指數(shù)排名僅位列第22 位。毋庸置疑，提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力已迫在眉睫。一方面，當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新主體作用，提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力，進(jìn)而筑牢經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展根基。另一方面，在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”背景下，企業(yè)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的引擎作用更加突顯，只有進(jìn)一步提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力，才能為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略提供更加有力的動(dòng)能，實(shí)現(xiàn)建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的戰(zhàn)略目標(biāo)。

識(shí)別制約企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)因素及其影響機(jī)制是提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力的首要前提，并已成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的核心問題。一部分學(xué)者從企業(yè)內(nèi)部尋找影響企業(yè)創(chuàng)新的因素。如股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，Aghion 等(2013)研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例越大，企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)；李文貴和余明桂(2015)分析了民營(yíng)企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)個(gè)人持股比例和法人持股比例相對(duì)較高的民營(yíng)企業(yè)更具創(chuàng)新性，而外資持股比例和集體持股比例對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新并無(wú)顯著影響。公司治理方面，Lerner 和Wulf(2007)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)研發(fā)部門經(jīng)理的長(zhǎng)期激勵(lì)越大，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出就越多；何玉潤(rùn)等(2015)發(fā)現(xiàn)對(duì)高管的薪酬和股權(quán)激勵(lì)越高，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用就越強(qiáng)。此外，周黎安和羅凱(2005)認(rèn)為，相較于小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)對(duì)創(chuàng)新失敗的容忍度更高，企業(yè)規(guī)模對(duì)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用；Fang 等(2014)的研究發(fā)現(xiàn)公司股票流動(dòng)性越高，越不利于其創(chuàng)新能力的提升；楊鳴京等(2019)探討了控股股東股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)控股股東股權(quán)質(zhì)押會(huì)顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新。

另一部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足的關(guān)鍵在于缺乏外部環(huán)境激勵(lì)。如政府補(bǔ)貼方面，李匯東等(2013)以及馮海波和劉勝(2017)研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力。融資約束方面，Brown 和Petersen(2011)以及周開國(guó)等(2017)認(rèn)為研發(fā)創(chuàng)新需要大量穩(wěn)定的資金支撐，企業(yè)面臨的融資約束問題是其進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的“攔路虎”。產(chǎn)業(yè)政策方面，黎文靖和鄭曼妮(2016)分析了產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響及其內(nèi)部機(jī)理，發(fā)現(xiàn)受產(chǎn)業(yè)政策激勵(lì)的公司，其專利申請(qǐng)數(shù)量會(huì)顯著增加，但只是非發(fā)明專利顯著增加，發(fā)明專利并無(wú)顯著變化；馮飛鵬(2018)的研究表明產(chǎn)業(yè)政策能夠借助于政策引導(dǎo)和財(cái)政手段刺激受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)，使其專利產(chǎn)出增加。另外，Anokhin 和Schulze(2009)以及王健忠和高明華(2017)的研究發(fā)現(xiàn)，腐敗不利于企業(yè)創(chuàng)新，無(wú)論從企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量還是質(zhì)量上，腐敗是企業(yè)創(chuàng)新最大的障礙，而反腐敗能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

盡管許多學(xué)者從不同角度分析了影響企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)因素，并得出比較豐富的成果，但是作為創(chuàng)新活動(dòng)的重要外部環(huán)境支撐，制度因素在企業(yè)創(chuàng)新中所扮演的角色更值得深入研究，不容忽視。制度作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)特有的博弈規(guī)則，直接決定了企業(yè)創(chuàng)新成果的獨(dú)占機(jī)制(Pisano 和Teece，2007)，能夠顯著影響企業(yè)創(chuàng)新決策。然而，目前大量關(guān)于制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響的研究主要關(guān)注正式制度層面(史宇鵬和顧全林，2013；Rasiah，2017)，忽略了傳統(tǒng)文化、風(fēng)俗習(xí)慣以及社會(huì)信任等非正式制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新可能產(chǎn)生的影響。對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)具有“新興加轉(zhuǎn)型”特征的國(guó)家，非正式制度在資源配置、保證契約執(zhí)行以及促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面起著舉足輕重的作用(Allen 等，2005)。因此，探究非正式制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，更能有助于揭示中國(guó)特殊制度背景下制度因素影響企業(yè)創(chuàng)新的微觀作用機(jī)理，具有重要理論研究?jī)r(jià)值；同時(shí)也能為相關(guān)部門思考如何改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境、提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力和建設(shè)創(chuàng)新型社會(huì)提供理論借鑒，極具政策實(shí)踐意義。

在眾多非正式制度中，作為市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)最重要的道德基礎(chǔ)，社會(huì)信任被認(rèn)為是除物質(zhì)資本和人力資本之外決定一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步最主要的社會(huì)資本(張維迎和柯榮住，2002；劉鳳委等，2009)，大多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究都將社會(huì)信任作為非正式制度的主要代理指標(biāo)(Guiso 等，2004)。值得一提的是，中國(guó)是研究社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的一個(gè)理想范本，一方面中國(guó)地域遼闊，不同地區(qū)間宗教、方言和社會(huì)文化等因素發(fā)展極不平衡，致使各地區(qū)間社會(huì)信任水平存在巨大差異。張維迎和柯榮住(2002)對(duì)各地區(qū)社會(huì)信任狀況進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任最高的地區(qū)22.7%的被調(diào)查者認(rèn)為該地區(qū)值得信任，而社會(huì)信任最低的地區(qū)僅有0.1%的被調(diào)查者認(rèn)為該地區(qū)值得信任。另一方面，中國(guó)是一個(gè)典型受儒家思想影響的“關(guān)系型”社會(huì)，“信”是“五?！敝腥寮页珜?dǎo)的處世原則，是“關(guān)系型”社會(huì)正常運(yùn)行的基石?！懊駸o(wú)信而不立”在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中已經(jīng)展示了較強(qiáng)的生命力(陳頤，2017)，傳統(tǒng)儒家文化塑造下的社會(huì)信任對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的影響依然突顯，企業(yè)創(chuàng)新正是在普遍的社會(huì)信任基礎(chǔ)之上進(jìn)行的。如圖1 所示，社會(huì)信任水平越高的地區(qū)，企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量就越多。

圖1 社會(huì)信任與發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量

鑒于此，本文從社會(huì)信任這一非正式制度視角，在一般均衡模型分析框架下，理論上探究了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)理。緊接著，采用網(wǎng)絡(luò)爬蟲數(shù)據(jù)采集技術(shù)手工收集上市公司及其子公司發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量并以此作為企業(yè)創(chuàng)新水平的代理指標(biāo)，以2008—2018 年中國(guó)滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。相較于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，研究視角方面。已有學(xué)者開始關(guān)注知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)等正式制度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響(史宇鵬和顧全林，2013)，卻忽略了非正式制度在企業(yè)創(chuàng)新中的重要作用。本文基于社會(huì)信任這一非正式制度視角，從理論和實(shí)證兩個(gè)方面分析了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，有助于深化理解非正式制度影響企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，進(jìn)一步豐富和拓展了制度因素影響企業(yè)創(chuàng)新研究領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，研究?jī)?nèi)容方面。雖然國(guó)外一些學(xué)者已經(jīng)注意到社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響(Akcomak 和Weel，2009；Crescenzi 等，2013)，但社會(huì)信任是通過何種渠道影響企業(yè)創(chuàng)新仍然是一個(gè)“黑箱”問題。本文采用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，將社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響研究拓展到社會(huì)信任→商業(yè)信用融資→企業(yè)創(chuàng)新，從而拓展了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的研究邊界，彌補(bǔ)了已有研究的不足。另外，在樣本數(shù)據(jù)選擇方面，大多數(shù)文獻(xiàn)基于國(guó)別數(shù)據(jù)，難以避免國(guó)別差異帶來(lái)的內(nèi)生性問題，本文采用單一國(guó)家數(shù)據(jù)探究社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，可以有效規(guī)避此類內(nèi)生性問題，使得研究結(jié)論更加可信。第三，政策啟示方面。本文的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任水平的提高能顯著激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，從而為相關(guān)部門考慮如何提升企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力提供了新的思路。

二、理論模型

借鑒Chou(2006)和張梁梁等(2017)的建模思路，本文構(gòu)建了一個(gè)含有最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門、研發(fā)部門、政府部門和家庭部門五類經(jīng)濟(jì)主體構(gòu)成的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)。不考慮人口增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)中存在著同質(zhì)家庭，將其單位化為1。每個(gè)家庭均可提供一個(gè)單位勞動(dòng)力，并在最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門之間分配。

（一）最終產(chǎn)品部門

（二）中間產(chǎn)品部門

中間產(chǎn)品部門是由一系列具有壟斷勢(shì)力的廠商組成的壟斷競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。另外，每個(gè)中間產(chǎn)品的生產(chǎn)是相互獨(dú)立的，并依據(jù)其獨(dú)特的產(chǎn)品設(shè)計(jì)、較高的產(chǎn)品質(zhì)量獲取壟斷利潤(rùn)。假定每生產(chǎn)一單位中間產(chǎn)品的成本為1，中間產(chǎn)品部門廠商通過選擇生產(chǎn)中間產(chǎn)品數(shù)量最大化自身利潤(rùn)：

（三）研發(fā)部門

研發(fā)部門主要目標(biāo)是提高中間產(chǎn)品質(zhì)量，參考Akcomak 和Weel(2009)的思路，假定中間產(chǎn)品的質(zhì)量取決于當(dāng)前中間產(chǎn)品質(zhì)量和用于提高中間產(chǎn)品質(zhì)量的勞動(dòng)投入，設(shè)定中間產(chǎn)品質(zhì)量的運(yùn)動(dòng)方程如下：

其中，η 為研發(fā)部門的產(chǎn)出效率參數(shù)；1itL? 為家庭用于提高中間產(chǎn)品質(zhì)量的勞動(dòng)投入，中間產(chǎn)品質(zhì)量隨著勞動(dòng)投入的增加而增加。

（四）政府部門

考慮到我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型時(shí)期，政府的角色需要重新定位。一方面，某些正式制度約束機(jī)制的缺失為政府官員干預(yù)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)提供了土壤和空間，如通過收取賄賂等行為擠占企業(yè)利潤(rùn)以滿足自身支出(付朝干和李增福，2018)。另一方面，作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)制度不完善的重要特征之一，來(lái)自非正規(guī)部門的灰色競(jìng)爭(zhēng)、剽竊、抄襲以及銷售模仿品等機(jī)會(huì)主義行為會(huì)對(duì)企業(yè)利潤(rùn)積累造成顯著負(fù)面影響，存在“擠出效應(yīng)”；而出于就業(yè)壓力或者其他動(dòng)機(jī)，政府可能會(huì)忽視對(duì)非正規(guī)部門的管制(張峰等，2016)。因此，本文假定政府部門通過擠占中間產(chǎn)品部門企業(yè)利潤(rùn)以滿足自己的支出，并且政府支出是非生產(chǎn)性的，并不會(huì)給家庭帶來(lái)任何效用，設(shè)定政府支出函數(shù)為：

其中，τ 表示政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)行為參數(shù)，值越大表示政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)的可能性就越大。參考Acemoglu 等(2007)和蔣冠宏等(2013)的做法，將政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)行為定義為社會(huì)信任的函數(shù)，即τ =τ (T rust )，并且τ ∈[ M ,1)，0＜ M ＜1；此外，τ '(? ) ＜0表示社會(huì)信任水平越高，政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)的可能性就越小①Acemoglu 等(2007)和蔣冠宏等(2013)的研究將經(jīng)濟(jì)主體的行為設(shè)定為外生變量的函數(shù)，進(jìn)而分析外生變量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)主體行為的影響，具體到本文就是分析社會(huì)信任對(duì)政府行為的影響。。首先，作為一種重要的行為規(guī)范，社會(huì)信任的缺失是導(dǎo)致官員行為失范的主要原因。在高度信任的地區(qū)，社會(huì)信任的“聲譽(yù)機(jī)制”可以有效規(guī)范政府官員行為，縮減官員腐敗空間(Peng 和Zhou，2005)，從而遏制官員擠占企業(yè)利潤(rùn)動(dòng)機(jī)；在低度社會(huì)信任地區(qū)更容易滋生腐敗，會(huì)對(duì)企業(yè)利潤(rùn)造成更大的不確定性(Rotondi 和Stanca，2015)。其次，社會(huì)信任是社會(huì)治理中不可或缺的道德基礎(chǔ)和價(jià)值體系，社會(huì)信任水平越高意味著民眾在微觀層面對(duì)政府政策的配合度就越高，從而提高了政府治理的效果和質(zhì)量(Holmberg 等，2009)，能夠顯著減少政府的施政支出，進(jìn)而降低政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)的可能性。最后，社會(huì)信任作為一種重要的外在保護(hù)機(jī)制，意味著企業(yè)在面臨利益損害時(shí)，預(yù)期會(huì)得到政府的有效保護(hù)(Bj?rnskov，2010)。社會(huì)信任的存在迫使政府提高監(jiān)管效率，增強(qiáng)對(duì)企業(yè)的責(zé)任度而不是謀求私利，使得任何損害企業(yè)利益的機(jī)會(huì)主義行為都能得到有效懲戒。

（五）家庭部門

假定經(jīng)濟(jì)中存在無(wú)期限的居民組成連續(xù)代表性家庭，中間產(chǎn)品部門和研發(fā)部門的收入所得歸家庭所有。家庭效用來(lái)源于兩個(gè)方面：一個(gè)是消費(fèi)，另一個(gè)是家庭生產(chǎn)中間產(chǎn)品質(zhì)量水平高于社會(huì)平均水平所帶來(lái)的聲譽(yù)。家庭最優(yōu)化問題是在滿足一定預(yù)算約束條件下，實(shí)現(xiàn)其效用最大化。家庭效用函數(shù)可表示如下：

其中，itλ 和itμ 為拉格朗日乘子；式(12)和式(13)分別表示消費(fèi)的決策方程和歐拉方程；式(14)表示家庭將勞動(dòng)分配給最終產(chǎn)品和研發(fā)部門的行為方程；式(15)表示中間產(chǎn)品質(zhì)量的歐拉方程。

（六）競(jìng)爭(zhēng)性均衡求解

在均衡狀態(tài)下，各生產(chǎn)部門實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，家庭部門實(shí)現(xiàn)效用最大化，產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)出清，有：

因而，最終產(chǎn)品的生產(chǎn)函數(shù)可表示如下：

家庭消費(fèi)的決策方程為：

家庭將勞動(dòng)分配給最終產(chǎn)品和研發(fā)部門的行為方程為：

中間產(chǎn)品質(zhì)量的運(yùn)動(dòng)方程為：

中間產(chǎn)品質(zhì)量的歐拉方程為：

由式(4)、式(20)～式(24)聯(lián)立可以求得投入到研發(fā)部門的勞動(dòng)與最終產(chǎn)品部門的勞動(dòng)比值如下：

由式(26)，可以得到以下命題：

上述命題的經(jīng)濟(jì)含義比較直觀：企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵動(dòng)機(jī)在于從創(chuàng)新中獲得更多的經(jīng)濟(jì)租金，如果“事后”的創(chuàng)新收益得不到有效保障，顯然企業(yè)在“事前”進(jìn)行創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)將不復(fù)存在。由于存在政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)行為，使得企業(yè)創(chuàng)新收益沒有得到有效保障，即企業(yè)創(chuàng)新不能帶來(lái)更多利潤(rùn)，進(jìn)而降低企業(yè)創(chuàng)新意愿。作為一種非正式制度安排，社會(huì)信任的存在能夠有效遏制政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新收益預(yù)期，激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮到2007 年開始實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》的影響，為增強(qiáng)企業(yè)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息可比性，本文選取2008—2018 年滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本。根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行處理：(1)剔除銀行類、保險(xiǎn)類和證券類等金融行業(yè)上市公司；(2)剔除出現(xiàn)ST、PT或退市的上市公司；(3)本文研究需要用到企業(yè)上一年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，因而剔除當(dāng)年上市公司的觀察值；(4)剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的上市公司；(5)剔除最終控制人缺失及不詳?shù)墓荆?6)剔除發(fā)生行業(yè)變更、行業(yè)缺失及不詳?shù)纳鲜泄?。最終樣本包含2758 家上市公司共19835 個(gè)年度觀察值。

由于納入上市公司合并報(bào)表的子公司等關(guān)聯(lián)公司可能作為獨(dú)立的個(gè)體去進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)，因而僅僅統(tǒng)計(jì)上市公司本身的創(chuàng)新數(shù)據(jù)顯然是不完備的。為了更好地反映上市公司的創(chuàng)新水平，本文首先統(tǒng)計(jì)整理上市公司的企業(yè)樹①本文這里的企業(yè)樹包括上市母公司及其子公司等關(guān)聯(lián)公司。，然后通過網(wǎng)絡(luò)爬蟲數(shù)據(jù)采集技術(shù)，從佰騰網(wǎng)收集企業(yè)樹中所有企業(yè)的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)，通過手工整理獲得所有上市公司以及子公司等關(guān)聯(lián)公司的發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)。此外，上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)和萬(wàn)德資訊(WIND)數(shù)據(jù)庫(kù)，地區(qū)層面的數(shù)據(jù)來(lái)源于地區(qū)歷年《統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除異常值對(duì)實(shí)證分析的影響，本文在1%和99%水平對(duì)企業(yè)層面連續(xù)變量進(jìn)行縮尾(Winsorize)處理，下文中結(jié)果報(bào)告均是基于處理后的數(shù)據(jù)。

（二）計(jì)量模型設(shè)置

為了檢驗(yàn)社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，i、j 和t 分別表示企業(yè)、地區(qū)和年份；lnPatent 表示企業(yè)創(chuàng)新；Trust 表示企業(yè)所在地區(qū)的社會(huì)信任水平；Control 表示控制變量，包括企業(yè)層面的控制變量和地區(qū)層面的控制變量；對(duì)控制變量做滯后一期處理，以減少內(nèi)生性問題對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響。另外，模型中還加入行業(yè)虛擬變量( Ind )、年份虛擬變量(Year )和地區(qū)虛擬變量(Diqu)用以控制行業(yè)、年份和地區(qū)中不隨時(shí)間變化因素的影響。為了避免截面數(shù)據(jù)帶來(lái)的聚類問題，下文中所有變量估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤都經(jīng)過公司層面的聚類調(diào)整(Cluster調(diào)整)。若社會(huì)信任Trust 的估計(jì)系數(shù)顯著為正，則說(shuō)明社會(huì)信任能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

（三）變量選取與定義

1. 企業(yè)創(chuàng)新。參考黎文靖和鄭曼妮(2016)以及楊鳴京等(2019)的做法，本文以企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。究其原因有：其一，企業(yè)專利申請(qǐng)量比專利授予量更能反映企業(yè)的真實(shí)創(chuàng)新行為；其二，相較于外觀設(shè)計(jì)專利和實(shí)用性專利，發(fā)明專利創(chuàng)新程度更高，最能反映企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量?？紤]到企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量呈現(xiàn)右偏態(tài)分布，參考現(xiàn)有研究的做法，本文采用其值加1 之后取自然對(duì)數(shù)表示。

2. 社會(huì)信任。社會(huì)信任是本文最為重要的解釋變量①根據(jù)各省、直轄市、自治區(qū)的社會(huì)信任加權(quán)指數(shù)與上市公司所在地將數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。，數(shù)據(jù)來(lái)源于2000 年“中國(guó)企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)(CESS)”對(duì)全國(guó)各地區(qū)社會(huì)信任環(huán)境的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查是針對(duì)社會(huì)信任問題做的專項(xiàng)調(diào)查，能夠很好地測(cè)度各地區(qū)社會(huì)信任水平(張維迎和柯榮住，2002)。該調(diào)查向15000 多家企業(yè)發(fā)出問卷，回收有效問卷5000 多份，調(diào)查對(duì)象大多數(shù)是企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)人。有關(guān)社會(huì)信任問題的設(shè)定為“根據(jù)您的經(jīng)驗(yàn)，您認(rèn)為哪五個(gè)地區(qū)的企業(yè)比較守信用(按順序排列)？”，具體計(jì)算時(shí)將排序轉(zhuǎn)換為得分，排序第一到第五相應(yīng)的得分為5 到1，之后根據(jù)回答者占總數(shù)中的比例計(jì)算該地區(qū)加權(quán)社會(huì)信任指數(shù)。各地區(qū)社會(huì)信任加權(quán)指數(shù)越大，表示信任水平越高，地區(qū)信任狀況越好。

各地區(qū)社會(huì)信任加權(quán)指數(shù)是一種普遍意義上的社會(huì)信任，該指標(biāo)已被現(xiàn)有文獻(xiàn)廣泛采用(張維迎和柯榮住，2002；劉鳳委等，2009；劉寶華等，2016；李俊青等，2017)。需要說(shuō)明的是，對(duì)于社會(huì)信任這一非正式制度而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)其變遷過程十分緩慢，能在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)保持相對(duì)穩(wěn)定(張維迎和柯榮住，2002；Guiso 等，2004)。因此，在實(shí)證分析中往往采用社會(huì)信任截面數(shù)據(jù)替代面板數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)研究，并且這種方法已被現(xiàn)有研究廣為接受(劉寶華等，2016；李俊青等，2017)。

3. 控制變量。參考黎文靖和鄭曼妮(2016)以及楊鳴京等(2019)的研究，本文選取的控制變量包括企業(yè)層面的特征變量和地區(qū)層面的特征變量。其中，企業(yè)層面的特征變量包括：企業(yè)年齡(Age)，用企業(yè)成立年份的自然對(duì)數(shù)表示；企業(yè)規(guī)模(Asset)，用企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；資產(chǎn)負(fù)債率(Lever)，用企業(yè)年末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值表示；資產(chǎn)收益率(ROA)，用企業(yè)凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比值表示；企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流(Cash)，用企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~與總資產(chǎn)的比值表示；研發(fā)支出(RD)，用企業(yè)研發(fā)支出與營(yíng)業(yè)收入的比值表示；股權(quán)集中度(Equity)，用企業(yè)第一大股東持股比例表示；董事會(huì)規(guī)模(Board)，用董事會(huì)理事成員的人數(shù)表示；董事長(zhǎng)和總經(jīng)理是否兩職合一(Duality)，1 表示董事長(zhǎng)和總經(jīng)理由一人兼任，0 表示董事與總經(jīng)理完全分離。地區(qū)層面的特征變量包括：地區(qū) GDP 的增長(zhǎng)率(Growth )；地區(qū)人力資本(Human)，用各地區(qū)人均受教育年限表示；地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)(IPP)，采用王小魯?shù)?2018)編寫的分省市場(chǎng)化指數(shù)中分項(xiàng)指標(biāo)“中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”表示①王小魯?shù)?2018)編寫的分省市場(chǎng)化指數(shù)中分項(xiàng)指標(biāo)“中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”數(shù)據(jù)直到2016 年，對(duì)于缺少數(shù)據(jù)的年份，用距離該年份最近的、有數(shù)據(jù)的年份數(shù)據(jù)代替。。表1 報(bào)告了各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、經(jīng)驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行實(shí)證分析前，首先對(duì)變量進(jìn)行方差膨脹因子檢驗(yàn)(Variance Inflation Factor，VIF)，發(fā)現(xiàn)各變量的方差膨脹因子都小于3(均值為1.59)，表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。其次在計(jì)量模型(27)的估計(jì)方法選擇上，由于社會(huì)信任指標(biāo)不隨時(shí)間變化，無(wú)法采用固定效應(yīng)模型，并且似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示混合OLS 估計(jì)優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，故在后文分析中采用混合OLS 估計(jì)模型。

表2 列示了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果，第(1)列、第(3)列和第(5)列為未加入行業(yè)效應(yīng)、年份效應(yīng)以及地區(qū)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示，在依次加入公司層面控制變量和地區(qū)層面控制變量后，社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著，說(shuō)明社會(huì)信任能顯著提高企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，這一結(jié)論與前文理論分析相吻合，意味著本文命題成立。表2 中第(2)列、第(4)列和第(6)列為加入行業(yè)效應(yīng)、年份效應(yīng)以及地區(qū)效應(yīng)以控制不可觀測(cè)因素在行業(yè)、時(shí)間和地區(qū)因素上對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的估計(jì)結(jié)果，以進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正，意味著社會(huì)信任水平的提高能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

表2 基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

（二）穩(wěn)健性分析

1. Tobit 模型估計(jì)結(jié)果。本文中企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量不可能為負(fù)，是以0 為下限的“歸并數(shù)據(jù)”(Censored Data)，滿足刪失數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)形式，這使得傳統(tǒng)的均值效應(yīng)估計(jì)模型可能存在偏差。為此，借鑒Cassiman 和Veugelers(2006)、周開國(guó)等(2017)以及陳紅等(2018)的做法，采用Tobit 方法對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，以期得到更為穩(wěn)健的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。表3 報(bào)告了Tobit 模型的估計(jì)結(jié)果，數(shù)據(jù)顯示，在分別控制行業(yè)效應(yīng)、年份效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)以及依次加入公司層面控制變量和地區(qū)層面控制變量后，社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)依然為正，且在1%的水平上顯著，這意味著社會(huì)信任的提高能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果一致。

表3 Tobit模型估計(jì)結(jié)果

2. 替代變量檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步確保基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，首先，借鑒Acharya 和Xu(2017)與馮飛鵬(2018)的研究，選取每單位R&D 支出獲得的專利申請(qǐng)總數(shù)的對(duì)數(shù)(lnTotal)作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量；其次，參考劉鳳委等(2009)和李俊青等(2017)的研究，采用2000 年“中國(guó)企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)(CESS)”對(duì)全國(guó)各地區(qū)信任環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)中的第一信任指數(shù)(First)作為社會(huì)信任的替代變量。表4 報(bào)告了替代變量估計(jì)結(jié)果，第(1)列到第(3)列為替換企業(yè)創(chuàng)新變量的估計(jì)結(jié)果，第(4)列到第(6)列為替換社會(huì)信任變量的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，社會(huì)信任和第一信任指數(shù)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，意味著社會(huì)信任水平的提高能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，表明以上變量替換性檢驗(yàn)并沒有改變本文的基本結(jié)論。

表4 替代變量檢驗(yàn)

3. 內(nèi)生性問題。當(dāng)然，探究社會(huì)信任與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系，可能會(huì)受到內(nèi)生性問題的影響，使得估計(jì)結(jié)果是有偏的和非一致的。為了解決社會(huì)信任的內(nèi)生性對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的偏誤，本文借助工具變量并采用兩階段最小二乘估計(jì)方法(2SLS)對(duì)基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

在工具變量的選取方面：首先，借鑒Nunn 和Wantchekon(2011)的研究，選取各地區(qū)到最近海岸線的距離(Sea)作為社會(huì)信任的第一個(gè)工具變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家基礎(chǔ)地理信息中心。地區(qū)到海岸線的距離越近，其社會(huì)文化包容性越強(qiáng)，社會(huì)信任水平就越高(Nunn 和Wantchekon，2011)。地區(qū)到海岸線的最近距離是由地理因素決定的，反映的是地理因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，滿足工具變量的外生性條件。其次，為了最大限度地克服內(nèi)生性影響，進(jìn)一步參考李俊青等(2017)的研究，選取各地區(qū)人均獻(xiàn)血率(Blood)作為社會(huì)信任的第二個(gè)工具變量。各地區(qū)人均獻(xiàn)血率用地區(qū)獻(xiàn)血人次與常住人口之比表示①由于數(shù)據(jù)的限制，本文只收集到2011 年各地區(qū)人均獻(xiàn)血率的數(shù)據(jù)。，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)輸血協(xié)會(huì)。無(wú)償獻(xiàn)血本身就是社會(huì)成員相互信任的產(chǎn)物(顏克高和井榮娟，2016)，Guiso 等(2004)研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)人均獻(xiàn)血次數(shù)越多，社會(huì)信任水平就越高。此外，無(wú)償獻(xiàn)血行為既沒有經(jīng)濟(jì)收益，也不存在法律強(qiáng)制，是否獻(xiàn)血是個(gè)體完全自覺自愿的行為(Guiso 等，2016)，其很難對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，滿足工具變量外生性條件。

表5 報(bào)告了工具變量?jī)呻A段最小二乘估計(jì)結(jié)果。其中，第(1)列、第(3)列和第(5)列為第一階段估計(jì)結(jié)果，第(2)列、第(4)列和第(6)列為第二階段估計(jì)結(jié)果。在第一階段估計(jì)結(jié)果中，地區(qū)到最近海岸線的距離和人均獻(xiàn)血率的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，這表明距離海岸線越近、人均獻(xiàn)血率越高的地區(qū)，社會(huì)信任水平越高。在工具變量選取的有效性方面，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計(jì)量的原假設(shè)是工具變量識(shí)別不足，檢驗(yàn)結(jié)果的P 值均為0，在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說(shuō)明工具變量不存在識(shí)別不足的問題；Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量均大于Stock-Yogo 檢驗(yàn)在10%水平上的臨界值19.93，從而拒絕工具變量是弱識(shí)別的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量是合理的；Anderson-Rubin Wald 統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果在5%的顯著性水平上均拒絕了內(nèi)生變量系數(shù)之和為0 的原假設(shè)，說(shuō)明了工具變量有較強(qiáng)的解釋力；Hansen J 統(tǒng)計(jì)量的P 值均高于0.1，表明不能拒絕工具變量是外生的原假設(shè)，保證了所選取工具變量的外生性。此外，參考Berkowitz 等(2012)的研究，進(jìn)一步對(duì)工具變量做了排除限制性檢驗(yàn)，Anderson-Rubin 檢驗(yàn)FAR(P)統(tǒng)計(jì)量的P 值均大于0.1，意味著不能拒絕工具變量滿足排除限制條件的原假設(shè)，說(shuō)明工具變量只通過影響社會(huì)信任這一內(nèi)生解釋變量來(lái)影響企業(yè)創(chuàng)新。以上檢驗(yàn)結(jié)果顯示，本文選擇的工具變量是合適的。

表5 工具變量?jī)呻A段最小二乘估計(jì)結(jié)果

在第二階段估計(jì)結(jié)果中，在采用工具變量控制社會(huì)信任的內(nèi)生性后，社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，進(jìn)一步表明社會(huì)信任能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，意味著本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（三）異質(zhì)性分析

1. 不同企業(yè)規(guī)模的分樣本①本文依據(jù)企業(yè)規(guī)模將總樣本分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，若企業(yè)規(guī)模高于樣本均值則定義為大規(guī)模企業(yè)，若企業(yè)規(guī)模低于樣本均值則定義為小規(guī)模企業(yè)。分析。表6 中第(1)列和第(2)列報(bào)告了社會(huì)信任對(duì)不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的影響，可以看出，社會(huì)信任在小規(guī)模企業(yè)一組中的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而在大規(guī)模企業(yè)一組中的估計(jì)系數(shù)并不顯著，這一結(jié)果表明社會(huì)信任能顯著促進(jìn)小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新，但對(duì)大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新并無(wú)顯著的影響。究其原因可能在于：其一，從融資約束角度來(lái)看，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)可抵押擔(dān)保資產(chǎn)相對(duì)較少，違約風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高，難以獲取銀行貸款和商業(yè)信用支持，更容易面臨創(chuàng)新資金短缺的障礙。社會(huì)信任能夠降低融資者與借款者之間的信息不對(duì)稱，改善資金配置效率，從而為小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)造更多的資金來(lái)源，緩解資金不足的困境。其二，從創(chuàng)新投資意愿來(lái)看，與小規(guī)模企業(yè)相比，大規(guī)模企業(yè)往往擁有雄厚的資金、大量的研發(fā)人才和技術(shù)設(shè)備等，憑借這些優(yōu)勢(shì)，其對(duì)新產(chǎn)品和新技術(shù)的價(jià)格控制能力較強(qiáng)，獲取創(chuàng)新壟斷利潤(rùn)的機(jī)會(huì)更大，進(jìn)而能顯著提高其創(chuàng)新投資意愿，更容易獲得有關(guān)投資者的信任，從而會(huì)弱化社會(huì)信任對(duì)其創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

2. 不同所有制類型企業(yè)的分樣本分析。表6 中第(3)列和第(4)列報(bào)告了社會(huì)信任對(duì)不同所有制類型企業(yè)創(chuàng)新的影響，數(shù)據(jù)顯示，對(duì)于民營(yíng)企業(yè)社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而對(duì)于國(guó)有企業(yè)社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)并不顯著，意味著社會(huì)信任能夠顯著促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新，對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新并無(wú)顯著影響。對(duì)這種差異可能的解釋有：一是與民營(yíng)企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)與政府之間存在天然的聯(lián)系，其創(chuàng)新成果往往會(huì)得到政府的有效保護(hù)，進(jìn)一步強(qiáng)化了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的競(jìng)爭(zhēng)性和排他性，降低創(chuàng)新成果被復(fù)制或竊取的風(fēng)險(xiǎn)(張峰等，2016)。民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新成果可能還需要非正式制度來(lái)維護(hù)，使得社會(huì)信任對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新的影響更加突顯。二是與民營(yíng)企業(yè)不同，國(guó)有企業(yè)的戰(zhàn)略地位決定了其在政策性資源獲取、資金配置等方面更容易得到政府的支持，優(yōu)先獲取企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的各種資源，從而有更多的外部融資渠道。另外，國(guó)有企業(yè)往往受到較強(qiáng)的社會(huì)監(jiān)督和媒體關(guān)注，并且相關(guān)主管部門對(duì)國(guó)有企業(yè)建立和健全管理制度也有強(qiáng)制性的要求，使其正式制度環(huán)境優(yōu)于民營(yíng)企業(yè)，導(dǎo)致社會(huì)信任等非正式制度對(duì)其創(chuàng)新活動(dòng)的影響較弱。

3. 不同科技水平企業(yè)的分樣本②本文通過將國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類目錄的通知》中認(rèn)定的高科技產(chǎn)業(yè)與2012 年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)(GB/T4754)相比對(duì)，把核燃料加工業(yè)、信息化學(xué)品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子通信設(shè)備制造業(yè)、電子計(jì)算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)以及公共軟件服務(wù)業(yè)劃分為高科技行業(yè)。若企業(yè)屬于高科技行業(yè)則定義為高科技企業(yè)，反之為非高科技企業(yè)。分析。表6 中第(5)列和第(6)列報(bào)告了社會(huì)信任對(duì)不同科技水平企業(yè)創(chuàng)新的影響，數(shù)據(jù)顯示，社會(huì)信任在非高科技企業(yè)一組中的估計(jì)系數(shù)顯著為正，在高科技企業(yè)一組中的估計(jì)系數(shù)并不顯著，這一結(jié)果說(shuō)明社會(huì)信任顯著促進(jìn)了非高科技企業(yè)的創(chuàng)新，對(duì)高科技企業(yè)并無(wú)顯著影響。可能的原因是高科技企業(yè)面臨的競(jìng)爭(zhēng)壓力顯著高于非高科技企業(yè)，為確保市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)地位，高科技企業(yè)更熱衷于開展創(chuàng)新活動(dòng)。另外，高科技企業(yè)一旦被賦予“高科技”“創(chuàng)新企業(yè)”的標(biāo)簽，便更容易獲取政府創(chuàng)新資金補(bǔ)貼和政策支持，從而增強(qiáng)外界投資者的信心，使得社會(huì)信任對(duì)其創(chuàng)新活動(dòng)的影響更不敏感。

表6 異質(zhì)性分析：分樣本估計(jì)結(jié)果

五、影響渠道分析

通過理論模型和實(shí)證分析，我們證實(shí)了社會(huì)信任能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。事實(shí)上，企業(yè)從事創(chuàng)新是一個(gè)系統(tǒng)性工程，包括“事前”決策、“事中”實(shí)施和“事后”獲取創(chuàng)新收益三個(gè)方面。前文只是探究了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新“事前”和“事后”行為的影響，即社會(huì)信任能夠有效遏制政府?dāng)D占企業(yè)利潤(rùn)的機(jī)會(huì)主義行為，確?？梢垣@取更多的“事后”創(chuàng)新租金，進(jìn)而提高企業(yè)“事前”創(chuàng)新意愿。那么，社會(huì)信任如何影響企業(yè)創(chuàng)新“事中”行為，即企業(yè)創(chuàng)新過程中社會(huì)信任通過何種途徑影響企業(yè)創(chuàng)新，這是本部分探究的核心問題。

實(shí)踐中，企業(yè)創(chuàng)新不同于一般性生產(chǎn)活動(dòng)，具有高風(fēng)險(xiǎn)、高投入、見效周期長(zhǎng)以及預(yù)期收益高等特點(diǎn)，致使企業(yè)在從事創(chuàng)新活動(dòng)過程中更容易面臨資金短缺的難題，而獲取充足的資金緩解融資約束問題是企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵。從企業(yè)融資渠道來(lái)看，由于創(chuàng)新活動(dòng)所需資金量大，企業(yè)內(nèi)部資金遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足企業(yè)創(chuàng)新的資金需求(Brown和Petersen，2011)，加之內(nèi)部融資成本較高且極易受到外部沖擊，因此外部融資成為企業(yè)創(chuàng)新資金的主要來(lái)源。事實(shí)上，商業(yè)信用作為發(fā)展中國(guó)家企業(yè)外部融資的主要來(lái)源已經(jīng)得到眾多研究的證實(shí)，被普遍認(rèn)為是能夠“替代”銀行貸款的有效融資方式(Uesugi 和Yamashiro，2008)，能夠有效緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。此外，商業(yè)信用融資作為一種非正式融資方式，反映了借貸者對(duì)融資者的社會(huì)信任水平(Wu 等，2014)，社會(huì)信任水平越高，企業(yè)更容易獲取商業(yè)信用融資(劉鳳委等，2009)。 可見，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的總效應(yīng)部分可能是通過影響商業(yè)信用融資這一渠道發(fā)揮作用的①限于篇幅，本文沒有匯報(bào)單變量檢驗(yàn)結(jié)果以及社會(huì)信任與商業(yè)信用融資、商業(yè)信任融資與企業(yè)創(chuàng)新之間的散點(diǎn)圖，備索。。根據(jù)中介效應(yīng)模型相關(guān)概念(Baron 和Kenny，1986；溫忠麟等，2004)，商業(yè)信用融資在社會(huì)信任與企業(yè)創(chuàng)新之間可能起到中介效應(yīng)的作用。

基于此，本文采用中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行驗(yàn)證，通過構(gòu)建如下遞歸模型來(lái)檢驗(yàn)社會(huì)信任是否通過商業(yè)信用融資影響企業(yè)創(chuàng)新。

其中，中介變量為商業(yè)信用融資(Credit )，采用企業(yè)應(yīng)付賬款與總資產(chǎn)的比值表示，比值越大意味著企業(yè)商業(yè)信用融資水平越高。中介效應(yīng)是由商業(yè)信用融資引起，并對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，在引入商業(yè)信用融資變量后，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響會(huì)發(fā)生顯著變化。其具體檢驗(yàn)步驟如下：第一步，對(duì)模型(28)進(jìn)行估計(jì)，若社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)1θ 顯著為正，意味著社會(huì)信任能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，然后進(jìn)行下一步檢驗(yàn)；若社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)1θ 不顯著則停止檢驗(yàn)，說(shuō)明不存在中介效應(yīng)。第二步，對(duì)模型(29)和模型(30)進(jìn)行估計(jì)，若系數(shù)1? 和2δ 都顯著，并且1δ 的估計(jì)系數(shù)也顯著，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)；若系數(shù)1? 和2δ 都顯著，但1δ 的估計(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)明存在完全中介效應(yīng)。1θ 表示社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的總效應(yīng)，δ1表示間接效應(yīng)，中介效應(yīng)大小由 ?1×δ2來(lái)衡量，中介效應(yīng)與總效應(yīng)的比值來(lái)衡量中介效應(yīng)的相對(duì)大小。

表7 報(bào)告了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響渠道的檢驗(yàn)結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，第(1)列中社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)為0.0022，且在1%的水平上顯著，意味著社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的總效應(yīng)顯著；第(2)列中社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明社會(huì)信任能顯著提高商業(yè)信用融資水平；第(3)列中社會(huì)信任和商業(yè)融資的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，并且社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)由不加入中介變量商業(yè)信用融資的0.0022 下降到0.0020，這說(shuō)明社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的過程中，商業(yè)信用融資起到了部分中介效應(yīng)的作用。為確保中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，進(jìn)一步進(jìn)行了Sobel 檢驗(yàn)①Sobel 檢驗(yàn)的臨界值表可以從http：//www.public.asu.edu/～davidpm/ripl/methods.htm 獲取。。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Sobel 檢驗(yàn)的Z 統(tǒng)計(jì)量為5.52，大于5%顯著性水平上的臨界值0.97，說(shuō)明商業(yè)信用融資的中介效應(yīng)是顯著的。

進(jìn)一步，從商業(yè)信用融資的中介效應(yīng)數(shù)值大小來(lái)看，其值為0.0002，該中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比值大小為9.165%，這一結(jié)果意味著商業(yè)信用融資在社會(huì)信任與企業(yè)創(chuàng)新之間存在顯著的中介效應(yīng)，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新施加作用的過程中存在社會(huì)信任→商業(yè)信用融資→企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)渠道。

表7 社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響渠道檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

作為創(chuàng)新的主體，企業(yè)創(chuàng)新不僅是自身健康發(fā)展、提高競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要來(lái)源，也是提升國(guó)家創(chuàng)新能力、支撐經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力源泉。本文基于社會(huì)信任這一非正式制度視角，在理論方面，通過將社會(huì)信任引入一個(gè)包含最終產(chǎn)品部門、中間產(chǎn)品部門、研發(fā)部門、政府部門和家庭部門五類經(jīng)濟(jì)主體的一般均衡分析框架下，研究了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的微觀作用機(jī)理。緊接著，在實(shí)證方面，通過網(wǎng)絡(luò)爬蟲數(shù)據(jù)采集技術(shù)手工收集企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量并以此作為企業(yè)創(chuàng)新的代理指標(biāo)，以2008—2018 年滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)社會(huì)信任能顯著提高企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)量，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，且該結(jié)論得到各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果的支持。(2)通過細(xì)分樣本分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響表現(xiàn)出較強(qiáng)的異質(zhì)性：在小規(guī)模企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)以及非高科技企業(yè)中社會(huì)信任能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；而對(duì)大規(guī)模企業(yè)、國(guó)有企業(yè)以及高科技企業(yè)的創(chuàng)新行為并無(wú)顯著影響。(3)基于中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法探究了社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響渠道，發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用融資在社會(huì)信任與企業(yè)創(chuàng)新之間存在顯著的中介效應(yīng)，社會(huì)信任可以通過作用商業(yè)信用融資對(duì)企業(yè)創(chuàng)新施加影響，存在社會(huì)信任→商業(yè)信用融資→企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)渠道。

本文研究結(jié)論可能有以下政策啟示：首先，應(yīng)強(qiáng)化社會(huì)信任機(jī)制建設(shè)，增強(qiáng)社會(huì)中經(jīng)濟(jì)主體的信任關(guān)系，努力為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的社會(huì)信任環(huán)境支撐，進(jìn)而發(fā)揮社會(huì)信任在企業(yè)創(chuàng)新中的積極作用。一方面，相關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)誠(chéng)信教育與道德建設(shè)，建立適合中國(guó)國(guó)情的社會(huì)信任懲罰機(jī)制，努力營(yíng)造企業(yè)創(chuàng)新信任制度環(huán)境；如通過構(gòu)建“一處失信，處處受限”的懲罰機(jī)制，以預(yù)防失信行為發(fā)生，從而為企業(yè)創(chuàng)新提供優(yōu)良的“信任土壤”。另一方面，政府機(jī)構(gòu)應(yīng)切實(shí)加強(qiáng)自身建設(shè)，樹立高效廉潔自律的公眾形象，通過完善自身管理機(jī)制和市場(chǎng)監(jiān)督機(jī)制等措施來(lái)提升公信力，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新的未來(lái)預(yù)期和偏好。其次，考慮到社會(huì)信任對(duì)不同類型企業(yè)創(chuàng)新影響的差異性，相關(guān)部門要因“企”制宜，精準(zhǔn)提高公眾對(duì)小規(guī)模企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)以及非高科技企業(yè)的社會(huì)信任水平，充分發(fā)揮社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新促進(jìn)作用的最大功效。最后，為促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，相關(guān)部門應(yīng)努力提高企業(yè)商業(yè)信用融資能力，緩解企業(yè)融資約束問題，進(jìn)而確保社會(huì)信任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響渠道暢通。此外，相關(guān)部門應(yīng)通過完善金融服務(wù)體系，提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的質(zhì)效，從根本上為創(chuàng)新企業(yè)融資“解渴”，緩解融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。