社会信任、商业信用融资与企业创新

李双建 李俊青 张 云

一、引 言

创新是破解资源短缺、环境恶化、人力资本不足和产业结构失衡等经济发展中诸多问题的有效工具，更是驱动一国经济增长、提升国际竞争力的重要战略支撑。然而，作为创新活动的主体，中国企业创新动力尚且不足，创新水平有待提高。例如，2014 年全国企业调查数据显示，2013—2014 年间64.6 万家规模(限额)以上企业中有41.3%的企业开展创新活动，明显低于欧盟27 国2008—2010 年52.9%的平均水平，并且创新投入强度以及创新产出效果等方面也相对落后。2017 年世界知识产权组织发布的《2017 全球创新指数报告(GII)》显示，在全球127 个国家和地区中，中国创新指数排名仅位列第22 位。毋庸置疑，提升企业创新动力已迫在眉睫。一方面，当前中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，推动经济高质量发展的关键在于发挥企业创新主体作用，提升企业创新动力，进而筑牢经济高质量发展根基。另一方面，在“大众创业、万众创新”背景下，企业创新在经济高质量发展中的引擎作用更加突显，只有进一步提升企业创新动力，才能为深化供给侧结构性改革、实施创新驱动发展战略提供更加有力的动能，实现建设创新型国家的战略目标。

识别制约企业创新的相关因素及其影响机制是提升企业创新动力的首要前提，并已成为国内外学者关注的核心问题。一部分学者从企业内部寻找影响企业创新的因素。如股权结构方面，Aghion 等(2013)研究发现机构投资者持股比例越大，企业创新能力越强；李文贵和余明桂(2015)分析了民营企业的股权结构对企业创新的影响，发现个人持股比例和法人持股比例相对较高的民营企业更具创新性，而外资持股比例和集体持股比例对民营企业创新并无显著影响。公司治理方面，Lerner 和Wulf(2007)研究发现对研发部门经理的长期激励越大，企业创新产出就越多；何玉润等(2015)发现对高管的薪酬和股权激励越高，对企业创新的促进作用就越强。此外，周黎安和罗凯(2005)认为，相较于小规模企业，大规模企业对创新失败的容忍度更高，企业规模对创新有显著的促进作用；Fang 等(2014)的研究发现公司股票流动性越高，越不利于其创新能力的提升；杨鸣京等(2019)探讨了控股股东股权质押与企业创新之间的关系，发现控股股东股权质押会显著抑制企业创新。

另一部分学者认为企业创新动力不足的关键在于缺乏外部环境激励。如政府补贴方面，李汇东等(2013)以及冯海波和刘胜(2017)研究发现政府补贴能够显著促进企业创新投入，提升企业创新动力。融资约束方面，Brown 和Petersen(2011)以及周开国等(2017)认为研发创新需要大量稳定的资金支撑，企业面临的融资约束问题是其进行创新活动的“拦路虎”。产业政策方面，黎文靖和郑曼妮(2016)分析了产业政策对企业创新行为的影响及其内部机理，发现受产业政策激励的公司，其专利申请数量会显著增加，但只是非发明专利显著增加，发明专利并无显著变化；冯飞鹏(2018)的研究表明产业政策能够借助于政策引导和财政手段刺激受产业政策支持的企业，使其专利产出增加。另外，Anokhin 和Schulze(2009)以及王健忠和高明华(2017)的研究发现，腐败不利于企业创新，无论从企业创新数量还是质量上，腐败是企业创新最大的障碍，而反腐败能够显著促进企业创新。

尽管许多学者从不同角度分析了影响企业创新的相关因素，并得出比较丰富的成果，但是作为创新活动的重要外部环境支撑，制度因素在企业创新中所扮演的角色更值得深入研究，不容忽视。制度作为经济社会特有的博弈规则，直接决定了企业创新成果的独占机制(Pisano 和Teece，2007)，能够显著影响企业创新决策。然而，目前大量关于制度对企业创新的影响的研究主要关注正式制度层面(史宇鹏和顾全林，2013；Rasiah，2017)，忽略了传统文化、风俗习惯以及社会信任等非正式制度对企业创新可能产生的影响。对于中国这样一个具有“新兴加转型”特征的国家，非正式制度在资源配置、保证契约执行以及促进经济增长方面起着举足轻重的作用(Allen 等，2005)。因此，探究非正式制度对企业创新的影响，更能有助于揭示中国特殊制度背景下制度因素影响企业创新的微观作用机理，具有重要理论研究价值；同时也能为相关部门思考如何改善企业创新环境、提升企业创新动力和建设创新型社会提供理论借鉴，极具政策实践意义。

在众多非正式制度中，作为市场经济最重要的道德基础，社会信任被认为是除物质资本和人力资本之外决定一国或地区经济发展和社会进步最主要的社会资本(张维迎和柯荣住，2002；刘凤委等，2009)，大多数经验研究都将社会信任作为非正式制度的主要代理指标(Guiso 等，2004)。值得一提的是，中国是研究社会信任对企业创新影响的一个理想范本，一方面中国地域辽阔，不同地区间宗教、方言和社会文化等因素发展极不平衡，致使各地区间社会信任水平存在巨大差异。张维迎和柯荣住(2002)对各地区社会信任状况进行调查发现，社会信任最高的地区22.7%的被调查者认为该地区值得信任，而社会信任最低的地区仅有0.1%的被调查者认为该地区值得信任。另一方面，中国是一个典型受儒家思想影响的“关系型”社会，“信”是“五常”中儒家倡导的处世原则，是“关系型”社会正常运行的基石。“民无信而不立”在经济活动中已经展示了较强的生命力(陈颐，2017)，传统儒家文化塑造下的社会信任对经济活动的影响依然突显，企业创新正是在普遍的社会信任基础之上进行的。如图1 所示，社会信任水平越高的地区，企业发明专利申请数量就越多。

图1 社会信任与发明专利申请数量

鉴于此，本文从社会信任这一非正式制度视角，在一般均衡模型分析框架下，理论上探究了社会信任对企业创新的作用机理。紧接着，采用网络爬虫数据采集技术手工收集上市公司及其子公司发明专利申请数量并以此作为企业创新水平的代理指标，以2008—2018 年中国沪深A 股上市公司为研究样本，实证检验了社会信任对企业创新的影响。相较于已有文献，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，研究视角方面。已有学者开始关注知识产权保护等正式制度对企业创新的影响(史宇鹏和顾全林，2013)，却忽略了非正式制度在企业创新中的重要作用。本文基于社会信任这一非正式制度视角，从理论和实证两个方面分析了社会信任对企业创新的影响，有助于深化理解非正式制度影响企业创新的作用机制，进一步丰富和拓展了制度因素影响企业创新研究领域的相关文献。第二，研究内容方面。虽然国外一些学者已经注意到社会信任对企业创新的影响(Akcomak 和Weel，2009；Crescenzi 等，2013)，但社会信任是通过何种渠道影响企业创新仍然是一个“黑箱”问题。本文采用中介效应检验方法，将社会信任对企业创新的影响研究拓展到社会信任→商业信用融资→企业创新，从而拓展了社会信任对企业创新影响的研究边界，弥补了已有研究的不足。另外，在样本数据选择方面，大多数文献基于国别数据，难以避免国别差异带来的内生性问题，本文采用单一国家数据探究社会信任对企业创新的影响，可以有效规避此类内生性问题，使得研究结论更加可信。第三，政策启示方面。本文的研究发现社会信任水平的提高能显著激励企业创新，从而为相关部门考虑如何提升企业创新动力提供了新的思路。

二、理论模型

借鉴Chou(2006)和张梁梁等(2017)的建模思路，本文构建了一个含有最终产品部门、中间产品部门、研发部门、政府部门和家庭部门五类经济主体构成的经济系统。不考虑人口增长，经济中存在着同质家庭，将其单位化为1。每个家庭均可提供一个单位劳动力，并在最终产品部门和研发部门之间分配。

（一）最终产品部门

（二）中间产品部门

中间产品部门是由一系列具有垄断势力的厂商组成的垄断竞争市场。另外，每个中间产品的生产是相互独立的，并依据其独特的产品设计、较高的产品质量获取垄断利润。假定每生产一单位中间产品的成本为1，中间产品部门厂商通过选择生产中间产品数量最大化自身利润：

（三）研发部门

研发部门主要目标是提高中间产品质量，参考Akcomak 和Weel(2009)的思路，假定中间产品的质量取决于当前中间产品质量和用于提高中间产品质量的劳动投入，设定中间产品质量的运动方程如下：

其中，η 为研发部门的产出效率参数；1itL− 为家庭用于提高中间产品质量的劳动投入，中间产品质量随着劳动投入的增加而增加。

（四）政府部门

考虑到我国正处于经济体制转型时期，政府的角色需要重新定位。一方面，某些正式制度约束机制的缺失为政府官员干预企业经营活动提供了土壤和空间，如通过收取贿赂等行为挤占企业利润以满足自身支出(付朝干和李增福，2018)。另一方面，作为转型经济制度不完善的重要特征之一，来自非正规部门的灰色竞争、剽窃、抄袭以及销售模仿品等机会主义行为会对企业利润积累造成显著负面影响，存在“挤出效应”；而出于就业压力或者其他动机，政府可能会忽视对非正规部门的管制(张峰等，2016)。因此，本文假定政府部门通过挤占中间产品部门企业利润以满足自己的支出，并且政府支出是非生产性的，并不会给家庭带来任何效用，设定政府支出函数为：

其中，τ 表示政府挤占企业利润行为参数，值越大表示政府挤占企业利润的可能性就越大。参考Acemoglu 等(2007)和蒋冠宏等(2013)的做法，将政府挤占企业利润行为定义为社会信任的函数，即τ =τ (T rust )，并且τ ∈[ M ,1)，0＜ M ＜1；此外，τ '(⋅ ) ＜0表示社会信任水平越高，政府挤占企业利润的可能性就越小①Acemoglu 等(2007)和蒋冠宏等(2013)的研究将经济主体的行为设定为外生变量的函数，进而分析外生变量的变化对经济主体行为的影响，具体到本文就是分析社会信任对政府行为的影响。。首先，作为一种重要的行为规范，社会信任的缺失是导致官员行为失范的主要原因。在高度信任的地区，社会信任的“声誉机制”可以有效规范政府官员行为，缩减官员腐败空间(Peng 和Zhou，2005)，从而遏制官员挤占企业利润动机；在低度社会信任地区更容易滋生腐败，会对企业利润造成更大的不确定性(Rotondi 和Stanca，2015)。其次，社会信任是社会治理中不可或缺的道德基础和价值体系，社会信任水平越高意味着民众在微观层面对政府政策的配合度就越高，从而提高了政府治理的效果和质量(Holmberg 等，2009)，能够显著减少政府的施政支出，进而降低政府挤占企业利润的可能性。最后，社会信任作为一种重要的外在保护机制，意味着企业在面临利益损害时，预期会得到政府的有效保护(Bjørnskov，2010)。社会信任的存在迫使政府提高监管效率，增强对企业的责任度而不是谋求私利，使得任何损害企业利益的机会主义行为都能得到有效惩戒。

（五）家庭部门

假定经济中存在无期限的居民组成连续代表性家庭，中间产品部门和研发部门的收入所得归家庭所有。家庭效用来源于两个方面：一个是消费，另一个是家庭生产中间产品质量水平高于社会平均水平所带来的声誉。家庭最优化问题是在满足一定预算约束条件下，实现其效用最大化。家庭效用函数可表示如下：

其中，itλ 和itμ 为拉格朗日乘子；式(12)和式(13)分别表示消费的决策方程和欧拉方程；式(14)表示家庭将劳动分配给最终产品和研发部门的行为方程；式(15)表示中间产品质量的欧拉方程。

（六）竞争性均衡求解

在均衡状态下，各生产部门实现利润最大化，家庭部门实现效用最大化，产品市场和要素市场出清，有：

因而，最终产品的生产函数可表示如下：

家庭消费的决策方程为：

家庭将劳动分配给最终产品和研发部门的行为方程为：

中间产品质量的运动方程为：

中间产品质量的欧拉方程为：

由式(4)、式(20)～式(24)联立可以求得投入到研发部门的劳动与最终产品部门的劳动比值如下：

由式(26)，可以得到以下命题：

上述命题的经济含义比较直观：企业从事创新活动的关键动机在于从创新中获得更多的经济租金，如果“事后”的创新收益得不到有效保障，显然企业在“事前”进行创新的动机将不复存在。由于存在政府挤占企业利润行为，使得企业创新收益没有得到有效保障，即企业创新不能带来更多利润，进而降低企业创新意愿。作为一种非正式制度安排，社会信任的存在能够有效遏制政府挤占企业利润的机会主义行为，进而提高企业创新收益预期，激励企业创新。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

考虑到2007 年开始实施的《企业会计准则》的影响，为增强企业财务会计信息可比性，本文选取2008—2018 年沪深A 股上市公司作为研究样本。根据以下标准对样本进行处理：(1)剔除银行类、保险类和证券类等金融行业上市公司；(2)剔除出现ST、PT或退市的上市公司；(3)本文研究需要用到企业上一年的财务数据，因而剔除当年上市公司的观察值；(4)剔除财务数据严重缺失的上市公司；(5)剔除最终控制人缺失及不详的公司；(6)剔除发生行业变更、行业缺失及不详的上市公司。最终样本包含2758 家上市公司共19835 个年度观察值。

由于纳入上市公司合并报表的子公司等关联公司可能作为独立的个体去进行创新活动，因而仅仅统计上市公司本身的创新数据显然是不完备的。为了更好地反映上市公司的创新水平，本文首先统计整理上市公司的企业树①本文这里的企业树包括上市母公司及其子公司等关联公司。，然后通过网络爬虫数据采集技术，从佰腾网收集企业树中所有企业的发明专利申请数据，通过手工整理获得所有上市公司以及子公司等关联公司的发明专利申请数据。此外，上市公司财务数据主要来源于国泰安数据库(CSMAR)和万德资讯(WIND)数据库，地区层面的数据来源于地区历年《统计年鉴》。为了消除异常值对实证分析的影响，本文在1%和99%水平对企业层面连续变量进行缩尾(Winsorize)处理，下文中结果报告均是基于处理后的数据。

（二）计量模型设置

为了检验社会信任对企业创新的影响，本文构建如下计量模型：

其中，i、j 和t 分别表示企业、地区和年份；lnPatent 表示企业创新；Trust 表示企业所在地区的社会信任水平；Control 表示控制变量，包括企业层面的控制变量和地区层面的控制变量；对控制变量做滞后一期处理，以减少内生性问题对实证结果的影响。另外，模型中还加入行业虚拟变量( Ind )、年份虚拟变量(Year )和地区虚拟变量(Diqu)用以控制行业、年份和地区中不随时间变化因素的影响。为了避免截面数据带来的聚类问题，下文中所有变量估计系数的标准误都经过公司层面的聚类调整(Cluster调整)。若社会信任Trust 的估计系数显著为正，则说明社会信任能促进企业创新。

（三）变量选取与定义

1. 企业创新。参考黎文靖和郑曼妮(2016)以及杨鸣京等(2019)的做法，本文以企业发明专利申请数衡量企业创新产出。究其原因有：其一，企业专利申请量比专利授予量更能反映企业的真实创新行为；其二，相较于外观设计专利和实用性专利，发明专利创新程度更高，最能反映企业创新质量。考虑到企业发明专利申请数量呈现右偏态分布，参考现有研究的做法，本文采用其值加1 之后取自然对数表示。

2. 社会信任。社会信任是本文最为重要的解释变量①根据各省、直辖市、自治区的社会信任加权指数与上市公司所在地将数据进行匹配。，数据来源于2000 年“中国企业家调查系统(CESS)”对全国各地区社会信任环境的问卷调查数据，该调查是针对社会信任问题做的专项调查，能够很好地测度各地区社会信任水平(张维迎和柯荣住，2002)。该调查向15000 多家企业发出问卷，回收有效问卷5000 多份，调查对象大多数是企业领导人。有关社会信任问题的设定为“根据您的经验，您认为哪五个地区的企业比较守信用(按顺序排列)？”，具体计算时将排序转换为得分，排序第一到第五相应的得分为5 到1，之后根据回答者占总数中的比例计算该地区加权社会信任指数。各地区社会信任加权指数越大，表示信任水平越高，地区信任状况越好。

各地区社会信任加权指数是一种普遍意义上的社会信任，该指标已被现有文献广泛采用(张维迎和柯荣住，2002；刘凤委等，2009；刘宝华等，2016；李俊青等，2017)。需要说明的是，对于社会信任这一非正式制度而言，现有文献已经证实其变迁过程十分缓慢，能在较长时间内保持相对稳定(张维迎和柯荣住，2002；Guiso 等，2004)。因此，在实证分析中往往采用社会信任截面数据替代面板数据进行相关研究，并且这种方法已被现有研究广为接受(刘宝华等，2016；李俊青等，2017)。

3. 控制变量。参考黎文靖和郑曼妮(2016)以及杨鸣京等(2019)的研究，本文选取的控制变量包括企业层面的特征变量和地区层面的特征变量。其中，企业层面的特征变量包括：企业年龄(Age)，用企业成立年份的自然对数表示；企业规模(Asset)，用企业年末总资产的自然对数表示；资产负债率(Lever)，用企业年末总负债与总资产的比值表示；资产收益率(ROA)，用企业净利润与总资产的比值表示；企业经营现金流(Cash)，用企业经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值表示；研发支出(RD)，用企业研发支出与营业收入的比值表示；股权集中度(Equity)，用企业第一大股东持股比例表示；董事会规模(Board)，用董事会理事成员的人数表示；董事长和总经理是否两职合一(Duality)，1 表示董事长和总经理由一人兼任，0 表示董事与总经理完全分离。地区层面的特征变量包括：地区 GDP 的增长率(Growth )；地区人力资本(Human)，用各地区人均受教育年限表示；地区知识产权保护(IPP)，采用王小鲁等(2018)编写的分省市场化指数中分项指标“中介组织的发育和法律制度环境”表示①王小鲁等(2018)编写的分省市场化指数中分项指标“中介组织的发育和法律制度环境”数据直到2016 年，对于缺少数据的年份，用距离该年份最近的、有数据的年份数据代替。。表1 报告了各个变量的描述性统计结果。

表1 变量的描述性统计

四、经验结果及分析

（一）基准估计结果

在进行实证分析前，首先对变量进行方差膨胀因子检验(Variance Inflation Factor，VIF)，发现各变量的方差膨胀因子都小于3(均值为1.59)，表明变量间不存在严重的多重共线性问题。其次在计量模型(27)的估计方法选择上，由于社会信任指标不随时间变化，无法采用固定效应模型，并且似然比检验结果显示混合OLS 估计优于随机效应模型，故在后文分析中采用混合OLS 估计模型。

表2 列示了社会信任对企业创新影响的基准估计结果，第(1)列、第(3)列和第(5)列为未加入行业效应、年份效应以及地区效应的估计结果，数据显示，在依次加入公司层面控制变量和地区层面控制变量后，社会信任的估计系数在1%水平上显著，说明社会信任能显著提高企业发明专利申请数量，促进企业创新，这一结论与前文理论分析相吻合，意味着本文命题成立。表2 中第(2)列、第(4)列和第(6)列为加入行业效应、年份效应以及地区效应以控制不可观测因素在行业、时间和地区因素上对企业创新影响的估计结果，以进一步检验结论的稳健性。结果显示，社会信任的估计系数依然显著为正，意味着社会信任水平的提高能显著促进企业创新。

表2 基准估计结果

（二）稳健性分析

1. Tobit 模型估计结果。本文中企业发明专利申请数量不可能为负，是以0 为下限的“归并数据”(Censored Data)，满足删失数据的结构形式，这使得传统的均值效应估计模型可能存在偏差。为此，借鉴Cassiman 和Veugelers(2006)、周开国等(2017)以及陈红等(2018)的做法，采用Tobit 方法对计量模型进行估计，以期得到更为稳健的参数估计结果。表3 报告了Tobit 模型的估计结果，数据显示，在分别控制行业效应、年份效应和地区效应以及依次加入公司层面控制变量和地区层面控制变量后，社会信任的估计系数依然为正，且在1%的水平上显著，这意味着社会信任的提高能够显著促进企业创新，与基准估计结果一致。

表3 Tobit模型估计结果

2. 替代变量检验。为了进一步确保基准估计结果的稳健性，首先，借鉴Acharya 和Xu(2017)与冯飞鹏(2018)的研究，选取每单位R&D 支出获得的专利申请总数的对数(lnTotal)作为企业创新的替代变量；其次，参考刘凤委等(2009)和李俊青等(2017)的研究，采用2000 年“中国企业家调查系统(CESS)”对全国各地区信任环境调查数据中的第一信任指数(First)作为社会信任的替代变量。表4 报告了替代变量估计结果，第(1)列到第(3)列为替换企业创新变量的估计结果，第(4)列到第(6)列为替换社会信任变量的估计结果。可以看出，社会信任和第一信任指数的估计系数均显著为正，意味着社会信任水平的提高能显著促进企业创新，表明以上变量替换性检验并没有改变本文的基本结论。

表4 替代变量检验

3. 内生性问题。当然，探究社会信任与企业创新之间的因果关系，可能会受到内生性问题的影响，使得估计结果是有偏的和非一致的。为了解决社会信任的内生性对估计结果造成的偏误，本文借助工具变量并采用两阶段最小二乘估计方法(2SLS)对基准估计结果进行稳健性检验。

在工具变量的选取方面：首先，借鉴Nunn 和Wantchekon(2011)的研究，选取各地区到最近海岸线的距离(Sea)作为社会信任的第一个工具变量，数据来源于国家基础地理信息中心。地区到海岸线的距离越近，其社会文化包容性越强，社会信任水平就越高(Nunn 和Wantchekon，2011)。地区到海岸线的最近距离是由地理因素决定的，反映的是地理因素对企业创新的影响，满足工具变量的外生性条件。其次，为了最大限度地克服内生性影响，进一步参考李俊青等(2017)的研究，选取各地区人均献血率(Blood)作为社会信任的第二个工具变量。各地区人均献血率用地区献血人次与常住人口之比表示①由于数据的限制，本文只收集到2011 年各地区人均献血率的数据。，数据来源于中国输血协会。无偿献血本身就是社会成员相互信任的产物(颜克高和井荣娟，2016)，Guiso 等(2004)研究发现地区人均献血次数越多，社会信任水平就越高。此外，无偿献血行为既没有经济收益，也不存在法律强制，是否献血是个体完全自觉自愿的行为(Guiso 等，2016)，其很难对企业创新产生影响，满足工具变量外生性条件。

表5 报告了工具变量两阶段最小二乘估计结果。其中，第(1)列、第(3)列和第(5)列为第一阶段估计结果，第(2)列、第(4)列和第(6)列为第二阶段估计结果。在第一阶段估计结果中，地区到最近海岸线的距离和人均献血率的估计系数都显著为正，这表明距离海岸线越近、人均献血率越高的地区，社会信任水平越高。在工具变量选取的有效性方面，Kleibergen-Paap rk LM 统计量的原假设是工具变量识别不足，检验结果的P 值均为0，在1%的显著性水平上拒绝原假设，说明工具变量不存在识别不足的问题；Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量均大于Stock-Yogo 检验在10%水平上的临界值19.93，从而拒绝工具变量是弱识别的原假设，说明工具变量是合理的；Anderson-Rubin Wald 统计量的结果在5%的显著性水平上均拒绝了内生变量系数之和为0 的原假设，说明了工具变量有较强的解释力；Hansen J 统计量的P 值均高于0.1，表明不能拒绝工具变量是外生的原假设，保证了所选取工具变量的外生性。此外，参考Berkowitz 等(2012)的研究，进一步对工具变量做了排除限制性检验，Anderson-Rubin 检验FAR(P)统计量的P 值均大于0.1，意味着不能拒绝工具变量满足排除限制条件的原假设，说明工具变量只通过影响社会信任这一内生解释变量来影响企业创新。以上检验结果显示，本文选择的工具变量是合适的。

表5 工具变量两阶段最小二乘估计结果

在第二阶段估计结果中，在采用工具变量控制社会信任的内生性后，社会信任的估计系数均为正，且在1%水平上显著，进一步表明社会信任能够显著促进企业创新，意味着本文的结论是稳健的。

（三）异质性分析

1. 不同企业规模的分样本①本文依据企业规模将总样本分为大规模企业和小规模企业，若企业规模高于样本均值则定义为大规模企业，若企业规模低于样本均值则定义为小规模企业。分析。表6 中第(1)列和第(2)列报告了社会信任对不同规模企业创新的影响，可以看出，社会信任在小规模企业一组中的估计系数显著为正，而在大规模企业一组中的估计系数并不显著，这一结果表明社会信任能显著促进小规模企业创新，但对大规模企业创新并无显著的影响。究其原因可能在于：其一，从融资约束角度来看，与大规模企业相比，小规模企业可抵押担保资产相对较少，违约风险相对较高，难以获取银行贷款和商业信用支持，更容易面临创新资金短缺的障碍。社会信任能够降低融资者与借款者之间的信息不对称，改善资金配置效率，从而为小规模企业创造更多的资金来源，缓解资金不足的困境。其二，从创新投资意愿来看，与小规模企业相比，大规模企业往往拥有雄厚的资金、大量的研发人才和技术设备等，凭借这些优势，其对新产品和新技术的价格控制能力较强，获取创新垄断利润的机会更大，进而能显著提高其创新投资意愿，更容易获得有关投资者的信任，从而会弱化社会信任对其创新的促进作用。

2. 不同所有制类型企业的分样本分析。表6 中第(3)列和第(4)列报告了社会信任对不同所有制类型企业创新的影响，数据显示，对于民营企业社会信任的估计系数显著为正，而对于国有企业社会信任的估计系数并不显著，意味着社会信任能够显著促进民营企业创新，对国有企业创新并无显著影响。对这种差异可能的解释有：一是与民营企业相比，国有企业与政府之间存在天然的联系，其创新成果往往会得到政府的有效保护，进一步强化了企业创新产出的竞争性和排他性，降低创新成果被复制或窃取的风险(张峰等，2016)。民营企业创新成果可能还需要非正式制度来维护，使得社会信任对民营企业创新的影响更加突显。二是与民营企业不同，国有企业的战略地位决定了其在政策性资源获取、资金配置等方面更容易得到政府的支持，优先获取企业创新活动的各种资源，从而有更多的外部融资渠道。另外，国有企业往往受到较强的社会监督和媒体关注，并且相关主管部门对国有企业建立和健全管理制度也有强制性的要求，使其正式制度环境优于民营企业，导致社会信任等非正式制度对其创新活动的影响较弱。

3. 不同科技水平企业的分样本②本文通过将国家统计局《高科技产业统计分类目录的通知》中认定的高科技产业与2012 年国家统计局的行业分类标准(GB/T4754)相比对，把核燃料加工业、信息化学品制造业、医药制造业、航空航天器制造业、电子通信设备制造业、电子计算机及办公设备制造业、医疗设备及仪器仪表制造业以及公共软件服务业划分为高科技行业。若企业属于高科技行业则定义为高科技企业，反之为非高科技企业。分析。表6 中第(5)列和第(6)列报告了社会信任对不同科技水平企业创新的影响，数据显示，社会信任在非高科技企业一组中的估计系数显著为正，在高科技企业一组中的估计系数并不显著，这一结果说明社会信任显著促进了非高科技企业的创新，对高科技企业并无显著影响。可能的原因是高科技企业面临的竞争压力显著高于非高科技企业，为确保市场优势地位，高科技企业更热衷于开展创新活动。另外，高科技企业一旦被赋予“高科技”“创新企业”的标签，便更容易获取政府创新资金补贴和政策支持，从而增强外界投资者的信心，使得社会信任对其创新活动的影响更不敏感。

表6 异质性分析：分样本估计结果

五、影响渠道分析

通过理论模型和实证分析，我们证实了社会信任能够显著促进企业创新。事实上，企业从事创新是一个系统性工程，包括“事前”决策、“事中”实施和“事后”获取创新收益三个方面。前文只是探究了社会信任对企业创新“事前”和“事后”行为的影响，即社会信任能够有效遏制政府挤占企业利润的机会主义行为，确保可以获取更多的“事后”创新租金，进而提高企业“事前”创新意愿。那么，社会信任如何影响企业创新“事中”行为，即企业创新过程中社会信任通过何种途径影响企业创新，这是本部分探究的核心问题。

实践中，企业创新不同于一般性生产活动，具有高风险、高投入、见效周期长以及预期收益高等特点，致使企业在从事创新活动过程中更容易面临资金短缺的难题，而获取充足的资金缓解融资约束问题是企业从事创新活动的关键。从企业融资渠道来看，由于创新活动所需资金量大，企业内部资金远远不能满足企业创新的资金需求(Brown和Petersen，2011)，加之内部融资成本较高且极易受到外部冲击，因此外部融资成为企业创新资金的主要来源。事实上，商业信用作为发展中国家企业外部融资的主要来源已经得到众多研究的证实，被普遍认为是能够“替代”银行贷款的有效融资方式(Uesugi 和Yamashiro，2008)，能够有效缓解企业融资约束，进而提高企业创新产出。此外，商业信用融资作为一种非正式融资方式，反映了借贷者对融资者的社会信任水平(Wu 等，2014)，社会信任水平越高，企业更容易获取商业信用融资(刘凤委等，2009)。 可见，社会信任对企业创新影响的总效应部分可能是通过影响商业信用融资这一渠道发挥作用的①限于篇幅，本文没有汇报单变量检验结果以及社会信任与商业信用融资、商业信任融资与企业创新之间的散点图，备索。。根据中介效应模型相关概念(Baron 和Kenny，1986；温忠麟等，2004)，商业信用融资在社会信任与企业创新之间可能起到中介效应的作用。

基于此，本文采用中介效应检验方法进行验证，通过构建如下递归模型来检验社会信任是否通过商业信用融资影响企业创新。

其中，中介变量为商业信用融资(Credit )，采用企业应付账款与总资产的比值表示，比值越大意味着企业商业信用融资水平越高。中介效应是由商业信用融资引起，并对企业创新产生影响，在引入商业信用融资变量后，社会信任对企业创新的影响会发生显著变化。其具体检验步骤如下：第一步，对模型(28)进行估计，若社会信任的估计系数1θ 显著为正，意味着社会信任能促进企业创新，然后进行下一步检验；若社会信任的估计系数1θ 不显著则停止检验，说明不存在中介效应。第二步，对模型(29)和模型(30)进行估计，若系数1ϕ 和2δ 都显著，并且1δ 的估计系数也显著，说明存在部分中介效应；若系数1ϕ 和2δ 都显著，但1δ 的估计系数不显著，说明存在完全中介效应。1θ 表示社会信任对企业创新的总效应，δ1表示间接效应，中介效应大小由 ϕ1×δ2来衡量，中介效应与总效应的比值来衡量中介效应的相对大小。

表7 报告了社会信任对企业创新影响渠道的检验结果。数据显示，第(1)列中社会信任的估计系数为0.0022，且在1%的水平上显著，意味着社会信任对企业创新的总效应显著；第(2)列中社会信任的估计系数显著为正，说明社会信任能显著提高商业信用融资水平；第(3)列中社会信任和商业融资的估计系数都显著为正，并且社会信任的估计系数由不加入中介变量商业信用融资的0.0022 下降到0.0020，这说明社会信任对企业创新影响的过程中，商业信用融资起到了部分中介效应的作用。为确保中介效应检验结论的可靠性，进一步进行了Sobel 检验①Sobel 检验的临界值表可以从http：//www.public.asu.edu/～davidpm/ripl/methods.htm 获取。。检验结果显示，Sobel 检验的Z 统计量为5.52，大于5%显著性水平上的临界值0.97，说明商业信用融资的中介效应是显著的。

进一步，从商业信用融资的中介效应数值大小来看，其值为0.0002，该中介效应在总效应中所占比值大小为9.165%，这一结果意味着商业信用融资在社会信任与企业创新之间存在显著的中介效应，社会信任对企业创新施加作用的过程中存在社会信任→商业信用融资→企业创新的传导渠道。

表7 社会信任对企业创新影响渠道检验结果

六、结论与启示

作为创新的主体，企业创新不仅是自身健康发展、提高竞争优势的重要来源，也是提升国家创新能力、支撑经济高质量持续发展的动力源泉。本文基于社会信任这一非正式制度视角，在理论方面，通过将社会信任引入一个包含最终产品部门、中间产品部门、研发部门、政府部门和家庭部门五类经济主体的一般均衡分析框架下，研究了社会信任对企业创新影响的微观作用机理。紧接着，在实证方面，通过网络爬虫数据采集技术手工收集企业发明专利申请数量并以此作为企业创新的代理指标，以2008—2018 年沪深A 股上市公司为研究样本，实证检验社会信任对企业创新的影响。研究发现：(1)社会信任能显著提高企业发明专利申请数量，促进企业创新，且该结论得到各种稳健性检验结果的支持。(2)通过细分样本分析发现，社会信任对企业创新的影响表现出较强的异质性：在小规模企业、民营企业以及非高科技企业中社会信任能显著促进企业创新；而对大规模企业、国有企业以及高科技企业的创新行为并无显著影响。(3)基于中介效应检验方法探究了社会信任对企业创新的影响渠道，发现商业信用融资在社会信任与企业创新之间存在显著的中介效应，社会信任可以通过作用商业信用融资对企业创新施加影响，存在社会信任→商业信用融资→企业创新的传导渠道。

本文研究结论可能有以下政策启示：首先，应强化社会信任机制建设，增强社会中经济主体的信任关系，努力为企业创新提供良好的社会信任环境支撑，进而发挥社会信任在企业创新中的积极作用。一方面，相关部门应加强诚信教育与道德建设，建立适合中国国情的社会信任惩罚机制，努力营造企业创新信任制度环境；如通过构建“一处失信，处处受限”的惩罚机制，以预防失信行为发生，从而为企业创新提供优良的“信任土壤”。另一方面，政府机构应切实加强自身建设，树立高效廉洁自律的公众形象，通过完善自身管理机制和市场监督机制等措施来提升公信力，增强企业创新的未来预期和偏好。其次，考虑到社会信任对不同类型企业创新影响的差异性，相关部门要因“企”制宜，精准提高公众对小规模企业、民营企业以及非高科技企业的社会信任水平，充分发挥社会信任对企业创新促进作用的最大功效。最后，为促进企业创新，相关部门应努力提高企业商业信用融资能力，缓解企业融资约束问题，进而确保社会信任对企业创新影响渠道畅通。此外，相关部门应通过完善金融服务体系，提高金融服务实体经济的质效，从根本上为创新企业融资“解渴”，缓解融资约束对企业创新的抑制作用。