中國社會信用體系改革試點(diǎn)效果評估
——基于企業(yè)社會責(zé)任的視角

曹雨陽，孔東民，陶云清

（1.華中師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,湖北 武漢 430079；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院,湖北 武漢 430073）

一、引言

近幾年，一些文獻(xiàn)開始關(guān)注一些更深層的、嵌入文化或歷史進(jìn)程的非正式制度因素。例如，Barro 和McCleary（2003）、Campante 和Yanagizawa-Drott（2015）以及Su（2019）檢驗(yàn)了宗教對經(jīng)濟(jì)增長的影響，Spolaore 和Wacziarg（2013）考察了價(jià)值觀與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，作為非正式制度核心的信任更是受到學(xué)術(shù)界的高度重視（Francois 和Zabojnik，2005；Dearmon 和Grier，2009；Capie，2016；張維迎和柯榮住，2002）。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從經(jīng)濟(jì)價(jià)值視角來研究非正式制度的作用，而缺少從社會價(jià)值視角的微觀分析框架。

從社會價(jià)值視角來看，企業(yè)社會責(zé)任是指企業(yè)在公司價(jià)值最大化目標(biāo)之外，還需要進(jìn)一步承擔(dān)對利益相關(guān)者的責(zé)任（McWilliams 和Siegel，2001）。①關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任的內(nèi)涵和經(jīng)濟(jì)后果還存在一定的爭議，詳見李國平和韋曉茜（2014）。近二十年來，企業(yè)社會責(zé)任日益成為政府、學(xué)界與業(yè)界共同關(guān)注的重要話題（Martin 等，2009）?，F(xiàn)有研究就正式制度對企業(yè)社會責(zé)任活動的影響進(jìn)行了廣泛討論，如法律制度、政府行政規(guī)章制度和媒體監(jiān)督制度等外部推動力（Gainet，2010；Ding 等，2020；徐莉萍等，2011；張建君，2013；位豪強(qiáng)等，2020；高杰英等，2021）以及工會制度和獨(dú)立董事制度等內(nèi)部推動力（Sacconi，2006；Mahmood 和Riaz，2008；Ertugrul 和Marciukaityte，2021）。正式制度在某些方面發(fā)揮了積極作用，但在食品安全、安全生產(chǎn)等方面，企業(yè)忽視社會責(zé)任的事故不斷上演。①例如，2014年麥當(dāng)勞、肯德基供應(yīng)商上海福喜公司“過期肉”事件，2015年天津市濱海新區(qū)的“8·12”特大爆炸事故，2017年“紅黃藍(lán)”幼兒園事件，2018年長春長生公司狂犬疫苗造假事件。

本文從非正式制度進(jìn)行拓展，考察社會信用對企業(yè)社會責(zé)任的影響。早期經(jīng)典研究測度了省份層面的信任水平。②社會信用與信任之間存在聯(lián)系，但兩者不能等同。由于社會信用相關(guān)論文較少，本文通過分析信任的經(jīng)濟(jì)影響來闡述已有研究。張維迎和柯榮住（2002）利用5 000 多份有效問卷對信任進(jìn)行了測算。隨后的研究廣泛采用其指數(shù)來檢驗(yàn)信任與企業(yè)行為之間的關(guān)系（Wu 等，2014；Cao 等，2016；Li 等，2017，2019；Kong 等，2021）。這些研究為評估信任的經(jīng)濟(jì)價(jià)值提供了不同的視角，但存在比較嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

為了解決內(nèi)生性問題，本文將社會信用體系改革試點(diǎn)作為一個(gè)沖擊事件，以確立社會信用與企業(yè)社會責(zé)任的因果關(guān)系。社會信用體系建設(shè)可以作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的原因有以下兩點(diǎn)：第一，中國政府十分重視社會信用體系建設(shè)，2015年8 月國家發(fā)展改革委將11 個(gè)城市列入首批全國創(chuàng)建社會信用體系建設(shè)示范城市，2016年4 月又將32 個(gè)城市列入試點(diǎn)計(jì)劃。這次試點(diǎn)用改革創(chuàng)新的辦法積極推進(jìn)，具有一定的外生性。第二，社會信用體系建設(shè)會改善整體的社會信用環(huán)境。例如，如果一個(gè)企業(yè)不守信用，則會被當(dāng)?shù)爻鞘械男庞镁W(wǎng)站記錄，這樣就會受到懲罰。而如果一個(gè)企業(yè)十分守信，則同樣會被記錄。也就是說，社會信用體系建設(shè)對信用的價(jià)值和違約的成本會造成一定的沖擊，具有一定的外生性。

本文以社會信用體系改革試點(diǎn)為背景，采用2009-2017年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，從企業(yè)社會責(zé)任的視角對改革試點(diǎn)的效果進(jìn)行了評估。研究表明，社會信用體系改革試點(diǎn)有利于減少代理成本，緩解信息不對稱，從而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任活動。在市場化程度和法律水平較低的情形下，社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)社會責(zé)任活動的促進(jìn)作用更加明顯，表明非正式制度可以起替代作用。此外，在非國有企業(yè)和公司治理薄弱的企業(yè)中，社會信用體系改革試點(diǎn)促進(jìn)企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的作用更加明顯。本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：

第一，本文補(bǔ)充了社會信用相關(guān)文獻(xiàn)，具有重要的理論意義?，F(xiàn)有研究主要聚焦于社會信任方面，發(fā)現(xiàn)信任可以促進(jìn)商業(yè)信用（Wu 等，2014）和企業(yè)創(chuàng)新（Kong 等，2021），緩解股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)（Cao 等，2016；Li 等，2017），解釋IPO溢價(jià)（Li 等，2019），提高外國子公司績效（Lu 等，2018）。與這些研究不同，本文利用社會信用體系建設(shè)在不同城市不同時(shí)間實(shí)施這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，借鑒Beck等（2010）構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)DID模型，考察了社會信用體系改革試點(diǎn)的社會價(jià)值，從而緩解了內(nèi)生性問題。研究社會信用的社會價(jià)值可以讓我們更好地理解中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，豐富對非正式制度社會價(jià)值的理解。

第二，本文補(bǔ)充了企業(yè)社會責(zé)任影響因素的文獻(xiàn)。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，國家制度（Liang 和Renneboog，2017）、機(jī)構(gòu)所有權(quán)（Dyck 等，2019；Nofsinger 等，2019；Chen 等，2020）、法律來源（Zolotoy 等，2019）、股票流動性（Chang 等，2018）、董事會特征（Harjoto 等，2015；McGuinness 等，2017；Amin 等，2020）、分析師覆蓋（Adhikari，2016；Qian 等，2019）、CEO特征（Yuan 等，2019；Chen 等，2019；Dunbar 等，2020）等因素在企業(yè)社會責(zé)任中發(fā)揮作用。本文研究表明，社會信用體系改革試點(diǎn)顯著促進(jìn)了企業(yè)社會責(zé)任活動。這擴(kuò)展了以往的研究，識別了社會信用對企業(yè)社會責(zé)任的因果效應(yīng)。

第三，本文的研究結(jié)論具有明確的政策含義。中國政府一直致力于構(gòu)建良好的社會信用環(huán)境，其重要舉措包括推進(jìn)社會信用體系建設(shè)。本文發(fā)現(xiàn)，良好的社會信用環(huán)境不僅具有經(jīng)濟(jì)價(jià)值，還有社會價(jià)值。同時(shí)，本文對于第三次分配和共同富裕戰(zhàn)略具有重要意義。企業(yè)社會責(zé)任活動能夠優(yōu)化收入分配格局，帶來第三次分配的機(jī)遇，從而助力共同富裕發(fā)展戰(zhàn)略。

二、制度背景與理論分析

（一）制度背景

信用是市場經(jīng)濟(jì)的“基石”，社會信用體系是市場經(jīng)濟(jì)體制的重要制度安排。在此背景下，國務(wù)院在2011年就開始部署制訂社會信用體系建設(shè)規(guī)劃。2014年，國務(wù)院印發(fā)《社會信用體系建設(shè)規(guī)劃綱要（2014-2020年）》。隨后，國家發(fā)展改革委和中國人民銀行在2015年8 月聯(lián)合發(fā)文，將沈陽市等11 個(gè)城市作為社會信用體系改革試點(diǎn)城市。2016年4 月，又將北京市等31 個(gè)城市作為第二批社會信用體系改革試點(diǎn)城市。截至目前，社會信用體系改革試點(diǎn)城市共有42 個(gè)。①受篇幅限制，試點(diǎn)城市名單備索。社會信用體系改革以創(chuàng)建社會信用示范城市為重要載體，詳細(xì)規(guī)定了地方信用網(wǎng)站、社會信用統(tǒng)一代碼系統(tǒng)、“紅黑名單”制度等的推進(jìn)建設(shè)過程。

本文預(yù)期，社會信用體系改革能夠改善社會信用環(huán)境，其主要特征可以總結(jié)為以下兩點(diǎn)：

一是提高守信價(jià)值。溫州市是一個(gè)證明守信價(jià)值的好例子。例如，“信用溫州”網(wǎng)站很好地記錄了企業(yè)和個(gè)人等組織的信用信息，并對一些守信的例子進(jìn)行了公開和激勵。以守信企業(yè)為例，政府優(yōu)先為守信企業(yè)提供金融支持，建立了信用和信貸融資相掛鉤的獎勵機(jī)制。又如，在義烏市，政府實(shí)行市場信用分類監(jiān)管模式，發(fā)布了義烏市場信用指數(shù)，以監(jiān)測市場信用情況，將守信企業(yè)篩選出來，從而有利于市場合作交易。這兩個(gè)案例說明，社會信用體系建設(shè)確實(shí)發(fā)揮了作用，守信企業(yè)會在競爭激烈的市場中脫穎而出，優(yōu)先獲得貿(mào)易信貸、融資和合作等諸多利好。

二是提高失信成本。例如，合肥市、溫州市、威海市、濰坊市和義烏市等建立了“黑名單”發(fā)布制度，以懲戒失信行為。如果企業(yè)和個(gè)人出現(xiàn)嚴(yán)重信用違約行為，則會上當(dāng)?shù)匦庞镁W(wǎng)站的黑名單，被認(rèn)為是失信被執(zhí)行人。失信被執(zhí)行人將會受到很多限制。例如，企業(yè)在發(fā)行股票、招標(biāo)投標(biāo)、申請政府項(xiàng)目和稅收優(yōu)惠等方面受限制，個(gè)人在征信系統(tǒng)、出行等方面也受限制。②對失信被執(zhí)行人的限制遠(yuǎn)不止文中所述，詳見余泳澤等（2020）?？梢姡捎趯ι鐣庞眠M(jìn)行了規(guī)范，社會信用體系改革試點(diǎn)城市的失信成本很大。③本文收集了試點(diǎn)城市出臺的相應(yīng)措施，受篇幅限制，相關(guān)信息備索。

本文認(rèn)為，社會信用體系改革提高了守信價(jià)值和失信成本，優(yōu)化了社會信用環(huán)境，可以視為一次良好的信用沖擊事件。

（二）理論分析

社會信用體系改革試點(diǎn)有利于改善社會信用環(huán)境，對企業(yè)會產(chǎn)生兩個(gè)方面的積極影響：一是降低企業(yè)的代理成本；二是緩解企業(yè)面臨的信息不對稱。因此，本文預(yù)期社會信用體系改革試點(diǎn)主要存在兩種機(jī)制影響企業(yè)社會責(zé)任。

第一，社會信用體系改革試點(diǎn)通過降低代理成本，提升企業(yè)社會責(zé)任。一方面，作為一種重要的非正式制度，社會信用能夠彌補(bǔ)正式制度的不足，緩解代理問題。例如，基于信任的視角，Chami 和 Fullenkamp（2002a）的研究表明信任可以緩解代理問題。申丹琳（2019）研究發(fā)現(xiàn)，社會信任緩解了代理問題，從而提高了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。在本文的語境中，社會信用的概念比信任更廣泛，因此本文預(yù)期社會信用環(huán)境的改善也可以降低代理成本。另一方面，經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)分離所產(chǎn)生的代理問題是抑制企業(yè)社會責(zé)任投入的重要原因。例如，代理問題的存在會使企業(yè)經(jīng)理人減少風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的投資（申丹琳，2019）?？紤]到企業(yè)社會責(zé)任活動也是一項(xiàng)資金投入，經(jīng)理人為了避免資金損失而被解雇，也會減少企業(yè)社會責(zé)任活動。雖然利益者相關(guān)理論認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任活動從長期來看對企業(yè)價(jià)值具有積極作用，但是這一理論在短期是否適用還存在爭議?？傊捎诖韱栴}的存在，即使企業(yè)社會責(zé)任投入能夠帶來價(jià)值，經(jīng)理人也會選擇放棄。綜上分析，本文認(rèn)為社會信用體系改革試點(diǎn)可以緩解代理問題，使經(jīng)理人做出有利于企業(yè)長期發(fā)展的決定，從而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任活動。

第二，社會信用體系改革試點(diǎn)通過緩解信息不對稱，提升企業(yè)社會責(zé)任。一方面，社會信用能夠降低信息不對稱程度?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，信用能夠顯著增加管理層的誠信度（Jha 和Chen，2015），促進(jìn)員工提供準(zhǔn)確信息（Mayer 和Gavin，2005），減少操縱財(cái)務(wù)報(bào)表行為（Chen 等，2018），提高財(cái)務(wù)報(bào)表質(zhì)量（Garrett 等，2014），促進(jìn)企業(yè)自愿披露（Guan 等，2020），最終降低信息不對稱程度（Bae 等，2020；Hilary 和Huang，2020）。也就是說，良好的信用會使管理者自覺地規(guī)范信息披露，從而緩解信息不對稱問題。另一方面，信息不對稱程度的降低能夠提升企業(yè)社會責(zé)任。這是因?yàn)?，企業(yè)內(nèi)部信息披露越透明，越會自發(fā)地提升自身責(zé)任感，以形成良好的形象。例如，Kong 等（2021）認(rèn)為，分析師關(guān)注的增加有利于提升企業(yè)社會責(zé)任。根據(jù)Kim 和Zhang（2016）以及王化成等（2015）的研究，分析師跟蹤人數(shù)的增加在某種程度上表示信息不對稱程度的降低。綜上分析，本文認(rèn)為社會信用體系改革試點(diǎn)可以降低信息不對稱程度，從而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任活動。

基于上述分析，本文提出以下研究假說：社會信用體系改革試點(diǎn)能夠促使企業(yè)承擔(dān)更多的社會責(zé)任。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文從潤靈環(huán)球提供的MCTi社會責(zé)任報(bào)告評級系統(tǒng)收集企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)，該系統(tǒng)對企業(yè)發(fā)布的社會責(zé)任報(bào)告進(jìn)行綜合評分，衡量企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的程度。此外，本文還涉及地級市的GDP數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)和企業(yè)基本面數(shù)據(jù)，分別通過城市統(tǒng)計(jì)年鑒和CSMAR 數(shù)據(jù)庫收集得到，并進(jìn)行手工對比處理。最后，本文將企業(yè)社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)、地級市數(shù)據(jù)與企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。不失一般性，本文對地級及以上城市的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：首先，剔除金融類上市公司和ST公司的樣本；其次，剔除主要變量存在數(shù)據(jù)缺失的樣本，并只保留連續(xù)存在三年的樣本；最后，對連續(xù)型變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。由于企業(yè)社會責(zé)任自2009年開始密集和常規(guī)披露，本文研究樣本從2009年開始。同時(shí)，考慮到數(shù)據(jù)的披露程度和可得性，樣本截至2017年。本文最終得到2009-2017年686 家公司的4 144 個(gè)觀測值。

（二）變量定義

1.企業(yè)社會責(zé)任（CSR）。本文選擇企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)來衡量企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的程度，數(shù)據(jù)來源于潤靈環(huán)球發(fā)布的MCTi社會責(zé)任報(bào)告評級系統(tǒng)，其被大量實(shí)證研究所采用（Kong 等，2021；權(quán)小鋒等，2015；曹越和郭天梟，2020）。社會責(zé)任評級參考國際權(quán)威社會責(zé)任標(biāo)準(zhǔn)ISO26000，并考慮中國社會責(zé)任披露等實(shí)際情況，基于行業(yè)差異性，從整體性、內(nèi)容性、技術(shù)性和行業(yè)性四個(gè)維度，對企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告給出客觀評分，得分越高表明社會責(zé)任表現(xiàn)越好，滿分為100 分。

2.社會信用體系改革試點(diǎn)（Trust）。為了更好地做出因果推斷，根據(jù)公司所在城市在不同時(shí)間入選社會信用體系改革試點(diǎn)，本文設(shè)置了虛擬變量Trust。如果企業(yè)注冊地入選社會信用體系改革試點(diǎn)，則當(dāng)年及以后年份取值為1，否則為0。

3.控制變量。參考Ding 等（2020）的研究，本文設(shè)置了以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size），采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；長期償債能力（Leverage），采用總負(fù)債除以總資產(chǎn)衡量；短期流動性（Cash），采用經(jīng)營活動現(xiàn)金流占總資產(chǎn)的比例衡量；資產(chǎn)收益率（Roa），采用凈利潤除以總資產(chǎn)衡量；固定資產(chǎn)比例（Fixs），采用固定資產(chǎn)凈額占總資產(chǎn)的比例衡量；企業(yè)年齡（Age），即企業(yè)成立至今的年數(shù)；所有權(quán)類型（SOEs），最終控制人為中央政府或地方政府時(shí)取1，否則取0。本文還控制了城市層面變量，包括城市人均GDP的對數(shù)（LnGDP）和城市人口的對數(shù)（Lnpopulation）。

（三）模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)社會責(zé)任的影響，本文將社會信用體系建設(shè)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。考慮到該政策在不同城市的實(shí)施時(shí)間不同，本文借鑒Beck 等（2010）的做法，構(gòu)建了如下的多時(shí)點(diǎn)DID模型：

其中，被解釋變量CS Rit表示企業(yè)社會責(zé)任得分，核心解釋變量Trustit表示社會信用體系改革試點(diǎn)，Controlsit表 示企業(yè)層面和城市層面的控制變量。此外，模型控制了公司固定效應(yīng)（ui）和年份固定效應(yīng)（θt）。如無特別說明，所有回歸均匯報(bào)企業(yè)層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。結(jié)果顯示，樣本期內(nèi)企業(yè)社會責(zé)任存在一些缺失值，導(dǎo)致樣本數(shù)量較少。CSR的均值為38.29，說明樣本期內(nèi)企業(yè)社會責(zé)任投入并不多。Trust的均值為0.180，說明樣本中有18%的企業(yè)受到社會信用體系建設(shè)的沖擊。從控制變量來看，樣本期內(nèi)企業(yè)規(guī)模均值為23.02，財(cái)務(wù)杠桿均值為13%，資產(chǎn)收益率均值為4.26%，固定資產(chǎn)占比均值為24.5%，現(xiàn)金流占比均值為5.14%，企業(yè)平均年齡為16.39，國有企業(yè)占比為62.5%。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文基于企業(yè)社會責(zé)任視角對社會信用體系改革試點(diǎn)效果進(jìn)行評估，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2。列（3）中Trust的系數(shù)為1.024，在5%的水平上顯著，兼具統(tǒng)計(jì)顯著性和經(jīng)濟(jì)顯著性。這表明社會信用體系改革試點(diǎn)顯著促進(jìn)了企業(yè)社會責(zé)任活動，本文研究假說得到驗(yàn)證?？傮w上，本文的實(shí)證結(jié)果與預(yù)期相符，表明社會信用體系改革試點(diǎn)具有良好的社會效果，對企業(yè)社會責(zé)任活動具有顯著的促進(jìn)作用。這一結(jié)果的政策意義在于，企業(yè)積極履行社會責(zé)任有助于發(fā)揮第三次分配作用，推動共同富裕發(fā)展戰(zhàn)略。

表2 基準(zhǔn)回歸

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢檢驗(yàn)。本文通過引入一系列受影響企業(yè)的相對年份虛擬變量（Before-4、Before-3、Before-2、Before-1、Current和After1+）來考察企業(yè)社會責(zé)任的動態(tài)特征。理論上，如果企業(yè)社會責(zé)任受其他未觀測到特征的影響，那么對于經(jīng)歷社會信用體系改革的城市，企業(yè)社會責(zé)任應(yīng)該不會在時(shí)間上表現(xiàn)出顯著差異。同時(shí)，如果城市整體的企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)欠佳而進(jìn)行社會信用體系改革，那么在社會信用體系改革之前，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)與其他地區(qū)企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)應(yīng)該表現(xiàn)出差異。表3 中列（1）結(jié)果顯示，Before-4、Before-3、Before-2和Before-1的系數(shù)不顯著，說明在社會信用體系改革之前，實(shí)驗(yàn)組和對照組企業(yè)不存在顯著差異，滿足DID模型的平行趨勢假設(shè)。同時(shí)，本文在90%的置信區(qū)間內(nèi)生成圖1，受影響企業(yè)與未受影響企業(yè)的社會責(zé)任表現(xiàn)的時(shí)間趨勢沒有顯著差異。此外，在社會信用體系改革試點(diǎn)后，受影響企業(yè)的社會責(zé)任顯著提升，這與基準(zhǔn)結(jié)論一致。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)圖

表3 穩(wěn)健性結(jié)果

2.安慰劑檢驗(yàn)。本文使用虛假的社會信用體系改革試點(diǎn)年份，觀察社會信用體系建設(shè)是否依然提升了企業(yè)社會責(zé)任。本文借鑒Kong 等（2020）的做法，讓社會信用體系改革試點(diǎn)年份變得隨機(jī)（由計(jì)算機(jī)隨機(jī)生成），產(chǎn)生新的變量Trust_new。將上述隨機(jī)過程重復(fù)1 000 次，隨機(jī)處理后，社會信用體系改革試點(diǎn)提升企業(yè)社會責(zé)任的效果不再顯著。從圖2 中可以發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)的社會信用體系改革試點(diǎn)Trust_new的系數(shù)集中分布在0 的附近，遠(yuǎn)小于基準(zhǔn)估計(jì)得到的數(shù)值1.024。這說明本文原處理組的測量誤差是可容忍的，安慰劑檢驗(yàn)成立，并支持了社會信用體系改革試點(diǎn)提升企業(yè)社會責(zé)任的基準(zhǔn)結(jié)論。

圖2 Trust_new 的系數(shù)分布

3.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換被解釋變量。本文還以LnCSR作為因變量，表3 中列（2）結(jié)果顯示，社會信用體系改革試點(diǎn)的系數(shù)顯著為正。這說明在使用不同的企業(yè)社會責(zé)任測度指標(biāo)后，社會信用體系改革試點(diǎn)仍顯著提升了企業(yè)社會責(zé)任，初步驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性。第二，替換固定效應(yīng)。表3 列（3）中同時(shí)控制了行業(yè)、城市與時(shí)間固定效應(yīng)，社會信用體系改革試點(diǎn)的系數(shù)顯著為正，說明社會信用體系改革試點(diǎn)提升了企業(yè)社會責(zé)任，結(jié)論依然穩(wěn)健。第三，采用行業(yè)和城市層面聚類的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。上文回歸均考慮了企業(yè)間標(biāo)準(zhǔn)誤差的相關(guān)性，但一個(gè)城市或一個(gè)行業(yè)內(nèi)企業(yè)投資中未觀測到的成分也可能相互關(guān)聯(lián)，因此需要在行業(yè)和城市層面進(jìn)行聚類處理以測試穩(wěn)健性。采用行業(yè)和城市層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的結(jié)果分別見表3 中列（4）和列（5），社會信用體系改革試點(diǎn)的系數(shù)仍顯著為正，說明社會信用體系改革試點(diǎn)提升了企業(yè)社會責(zé)任，基準(zhǔn)結(jié)論仍穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步研究

（一）影響機(jī)制分析

上文研究表明，社會信用體系改革試點(diǎn)能顯著促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任活動。為了深入探索社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)社會責(zé)任的影響機(jī)理，本文將從代理成本和信息不對稱兩個(gè)角度進(jìn)行機(jī)制分析。本文借鑒溫忠麟等（2004）的方法，構(gòu)建了模型（2）和模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)。

其中，Channel為機(jī)制變量，即代理成本和信息不對稱程度。模型（2）檢驗(yàn)的是社會信用體系改革試點(diǎn)對機(jī)制變量的影響，模型（3）檢驗(yàn)的是機(jī)制變量是否可以作為社會信用體系改革試點(diǎn)影響企業(yè)社會責(zé)任的中介。

機(jī)制檢驗(yàn)步驟如下：第一步，估計(jì)模型（1），如果系數(shù)α1不顯著，則停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)；而如果α1顯著，則進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。第二步，估計(jì)模型（2）和模型（3），如果系數(shù) γ1和 δ2同時(shí)顯著，則表明存在中介效應(yīng)。系數(shù) δ1顯著說明存在部分中介效應(yīng)，不顯著則說明存在完全中介效應(yīng)。如果γ1和 δ2有一個(gè)不顯著，則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。

1.代理成本機(jī)制。為了檢驗(yàn)社會信用體系改革試點(diǎn)是否通過減少代理成本而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任，本文借鑒甄紅線等（2015）以及李志生和金凌（2021）的研究，采用企業(yè)管理費(fèi)用率來度量代理成本。表4 中列（1）報(bào)告了社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)代理成本的影響。結(jié)果顯示，社會信用體系改革試點(diǎn)能夠顯著降低企業(yè)管理費(fèi)用，減少代理成本。列（2）報(bào)告了社會信用體系改革試點(diǎn)和企業(yè)代理成本對企業(yè)社會責(zé)任的影響。結(jié)果顯示，Trust的系數(shù)為1.021，在1%的水平上顯著為正；而Agent_costs的系數(shù)為-1.123，并不顯著。按照上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)。Sobel檢驗(yàn)Z統(tǒng)計(jì)量的絕對值為1.067，大于顯著性水平為5%時(shí)的臨界值0.97，因而存在以代理成本為中介變量的中介效應(yīng)。上述結(jié)果表明，社會信用體系改革試點(diǎn)通過減少代理成本，促進(jìn)了企業(yè)社會責(zé)任。

表4 基于代理成本的機(jī)制分析

2.信息不對稱機(jī)制。為了檢驗(yàn)社會信用體系改革試點(diǎn)是否通過緩解信息不對稱而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任，本文參考Kim 和Zhang（2016）以及王化成等（2015）的研究，采用分析師跟蹤人數(shù)來衡量信息不對稱程度。表5 中列（1）報(bào)告了社會信用體系改革試點(diǎn)對信息不對稱程度的影響。結(jié)果顯示，社會信用體系改革試點(diǎn)能夠顯著增加分析師跟蹤人數(shù)，降低信息不對稱程度。列（2）報(bào)告了社會信用體系改革試點(diǎn)和信息不對稱程度對企業(yè)社會責(zé)任的影響。結(jié)果顯示，Trust的系數(shù)為0.913，在10%的水平上顯著為正；Analyst的系數(shù)為6.371，在5%的水平上顯著為正，表明分析師跟蹤人數(shù)越多，企業(yè)承擔(dān)了越多的社會責(zé)任。上述結(jié)果表明，存在以信息不對稱程度為中介變量的中介效應(yīng)，社會信用體系改革試點(diǎn)通過降低信息不對稱程度，促進(jìn)了企業(yè)社會責(zé)任。

表5 基于信息不對稱的機(jī)制分析

（二）非正式制度與正式制度之間的替代效應(yīng)分析

Allen 等（2005）認(rèn)為，聲譽(yù)和關(guān)系等因素具有“替代品”作用，是中國經(jīng)濟(jì)成功的背后原因。許多學(xué)者從不同角度發(fā)現(xiàn)信任也具有替代正式制度的作用（Greif，1993；Peng 和Luo，2000；Kong 等，2021）。本文預(yù)期，非正式制度可以成為正式制度較好的“替代品”，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會活動。因此，社會信用這一非正式制度對正式制度具有替代效應(yīng)，即在正式制度不夠完善時(shí)，社會信用會促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任；而在正式制度比較完善時(shí)，社會信用所起的作用并不大。

正式制度安排究竟是社會信用體系的一種協(xié)同互補(bǔ)機(jī)制還是替代機(jī)制有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。根據(jù)公司所處地區(qū)的市場化水平和法律環(huán)境，本文將樣本分為市場化水平高低（法律環(huán)境好差）兩個(gè)子樣本，分析在不同的正式制度環(huán)境中，社會信用如何影響企業(yè)社會責(zé)任，檢驗(yàn)非正式制度與正式制度是否形成替代效應(yīng)。

本文從《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告（2016）》中獲取市場化指數(shù)和法律環(huán)境分指數(shù)，計(jì)算樣本公司所處地區(qū)2014年的市場化水平和法律制度水平的中位數(shù)，以此為依據(jù)對樣本進(jìn)行分組，回歸結(jié)果見表6。①由于社會信用體系建設(shè)始于2015年和2016年，2014年的市場化指數(shù)和法律制度指數(shù)是在受沖擊之前，相關(guān)結(jié)果更加干凈。可以發(fā)現(xiàn)，Trust的系數(shù)在市場化指數(shù)和法律環(huán)境指數(shù)較低的樣本組中顯著為正，而在市場化指數(shù)和法律環(huán)境指數(shù)較高的樣本組中則不顯著。這表明，企業(yè)所在地區(qū)的社會信用與當(dāng)?shù)厥袌龌潭群头森h(huán)境存在替代關(guān)系。

表6 非正式制度對正式制度的替代效應(yīng)

（三）異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。從企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性來看，我國存在特征鮮明的國有企業(yè)和非國有企業(yè)。這兩類企業(yè)主動遵守法律法規(guī)和履行社會責(zé)任的積極性存在差異。其原因在于，國有企業(yè)是隸屬于政府機(jī)構(gòu)的單位，其領(lǐng)導(dǎo)者屬于行政官員，行為代表著政府形象，在日常經(jīng)營活動中會誠實(shí)守信地遵守法律法規(guī)以維護(hù)政府形象。非國有企業(yè)則并不受到維護(hù)政府形象的硬約束，主動遵守法律法規(guī)、履行社會責(zé)任的動機(jī)相對較弱。因此，非國有企業(yè)的社會責(zé)任履行可能更需要誠實(shí)守信等社會規(guī)范的引導(dǎo)，社會信用體系改革試點(diǎn)對其社會責(zé)任履行的促進(jìn)作用更大。

產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性回歸結(jié)果見表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，社會信用體系改革試點(diǎn)對國有企業(yè)社會責(zé)任的影響不顯著，而非國有企業(yè)中相應(yīng)的系數(shù)則通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說明社會信用體系改革試點(diǎn)對非國有企業(yè)社會責(zé)任的影響更強(qiáng)，與上述預(yù)期相吻合。

表7 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

2.公司治理異質(zhì)性。從治理水平來看，信任具有公司治理作用（Chami 和Fullenkamp，2002b；Kong 等，2021）。以董事會獨(dú)立性為代表的內(nèi)部公司治理水平有助于增強(qiáng)大股東監(jiān)督和管理層薪酬激勵的治理效果（Balsmeier 等，2017；Kong 和Liu，2021），從而提升股東財(cái)富和企業(yè)績效（Rosenstein 和Wyatt，1990；Liu 等，2015）。在企業(yè)社會責(zé)任方面，Harjoto 和Jo（2011）發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事越多的企業(yè)會承擔(dān)越多的社會責(zé)任。本文推斷，獨(dú)立董事人數(shù)較多的公司內(nèi)部治理水平相對較高，此時(shí)公司所在地的社會信用環(huán)境對企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用相對有限。換言之，在獨(dú)立董事人數(shù)較少的公司中，社會信用具有公司治理作用，對企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用較強(qiáng)。

為了檢驗(yàn)上述推斷，在內(nèi)部公司治理層面，參考Kong 和Liu（2021）的研究，本文以公司當(dāng)年獨(dú)立董事人數(shù)進(jìn)行衡量。獨(dú)立董事人數(shù)越多，表示內(nèi)部公司治理越好。根據(jù)中位數(shù)將樣本分為內(nèi)部治理水平高低兩組，表8 報(bào)告了分組回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在公司治理水平較低組中，Trust的系數(shù)在5%的水平上顯著，說明本文主要研究結(jié)論在內(nèi)部治理水平較低組中更加顯著。這支持社會信用體系改革試點(diǎn)具有一定的公司治理效應(yīng)，與上述推斷相吻合。

表8 基于內(nèi)部治理的異質(zhì)性分析

在外部公司治理情形下，機(jī)構(gòu)投資者是公司引入外部監(jiān)督的最重要手段之一（Shleifer 和Vishny，1986），可以衡量公司面臨的第三方監(jiān)督。機(jī)構(gòu)投資者具有大量資金和專業(yè)知識，會對公司實(shí)施監(jiān)督，有效約束高管的利己行為（Brous 和Kini，1994；Cornett 等，2008）。McConnell 和Servaes（1990）以及Hartzell 和 Starks（2003）的研究表明，機(jī)構(gòu)投資者持股有助于提高公司治理水平。在企業(yè)社會責(zé)任方面，Chen 等（2020）發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)持股外生增加改善了公司的社會責(zé)任表現(xiàn)。這說明機(jī)構(gòu)投資者能夠?qū)靖吖苓M(jìn)行有效監(jiān)督，提升企業(yè)社會責(zé)任。據(jù)此，機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的公司具有良好的外部治理，社會信用所發(fā)揮的作用可能相對較小。換言之，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低的公司中，社會信用具有公司治理作用，對企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用較強(qiáng)。

為了檢驗(yàn)上述推斷，在外部公司治理層面，參考Kong 和Liu（2021）的研究，本文以公司當(dāng)年機(jī)構(gòu)投資者持股比例進(jìn)行衡量。機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，表示公司外部治理越好。根據(jù)中位數(shù)將樣本分為外部治理水平高低兩組，表9 報(bào)告了分組回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在公司外部治理水平較低組中，Trust的系數(shù)在1%的水平上顯著，說明本文主要研究結(jié)論在外部治理水平較低組中更加顯著。這支持社會信用體系改革試點(diǎn)具有一定的公司治理效應(yīng)，與上述推斷相吻合。

表9 基于外部治理的異質(zhì)性分析

總體上，作為一種非正式制度安排，社會信用能夠緩解公司治理薄弱的不利影響，提升企業(yè)社會責(zé)任。當(dāng)公司治理水平低時(shí)，社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)社會責(zé)任將發(fā)揮更大的促進(jìn)作用。也就是說，社會信用體系改革試點(diǎn)與企業(yè)社會責(zé)任的正向關(guān)系在公司治理水平低的企業(yè)中更加顯著。

六、結(jié)論與政策啟示

本文從社會價(jià)值視角，以2009-2017年中國地級及以上城市的A股上市公司為樣本，評估了社會信用體系改革試點(diǎn)的實(shí)施效果。研究發(fā)現(xiàn)：（1）社會信用體系改革試點(diǎn)有利于減少代理成本，緩解信息不對稱，從而促進(jìn)企業(yè)社會責(zé)任；（2）在正式制度不夠完善的情形下，社會信用體系改革試點(diǎn)對企業(yè)社會責(zé)任的促進(jìn)作用更加明顯；（3）在非國有企業(yè)和公司治理薄弱的企業(yè)中，社會信用體系改革試點(diǎn)的促進(jìn)作用更加明顯。

本文研究表明，社會信用體系改革試點(diǎn)具有良好的效果，能夠促進(jìn)企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任。因此，政府需要繼續(xù)在非試點(diǎn)城市推進(jìn)社會信用體系建設(shè)，健全社會征信體系以形成良好的社會信用環(huán)境，既要對守信企業(yè)和公民進(jìn)行嘉獎，也要對企業(yè)和個(gè)人失信行為進(jìn)行懲戒，進(jìn)一步發(fā)揮社會信用的經(jīng)濟(jì)社會價(jià)值。此外，企業(yè)只有主動承擔(dān)社會責(zé)任，才能長期保持競爭力。因此，企業(yè)應(yīng)完善內(nèi)部治理體系，培育守信用的企業(yè)文化，進(jìn)一步降低代理成本，緩解信息不對稱問題，努力提升企業(yè)在市場中的守信形象，從而獲得經(jīng)濟(jì)價(jià)值和社會價(jià)值。