中国社会信用体系改革试点效果评估——基于企业社会责任的视角

曹雨阳，孔东民，陶云清

（1.华中师范大学 经济与工商管理学院,湖北 武汉 430079；2.中南财经政法大学 金融学院,湖北 武汉 430073）

一、引言

近几年，一些文献开始关注一些更深层的、嵌入文化或历史进程的非正式制度因素。例如，Barro 和McCleary（2003）、Campante 和Yanagizawa-Drott（2015）以及Su（2019）检验了宗教对经济增长的影响，Spolaore 和Wacziarg（2013）考察了价值观与经济增长的关系，作为非正式制度核心的信任更是受到学术界的高度重视（Francois 和Zabojnik，2005；Dearmon 和Grier，2009；Capie，2016；张维迎和柯荣住，2002）。然而，现有文献大多从经济价值视角来研究非正式制度的作用，而缺少从社会价值视角的微观分析框架。

从社会价值视角来看，企业社会责任是指企业在公司价值最大化目标之外，还需要进一步承担对利益相关者的责任（McWilliams 和Siegel，2001）。①关于企业社会责任的内涵和经济后果还存在一定的争议，详见李国平和韦晓茜（2014）。近二十年来，企业社会责任日益成为政府、学界与业界共同关注的重要话题（Martin 等，2009）。现有研究就正式制度对企业社会责任活动的影响进行了广泛讨论，如法律制度、政府行政规章制度和媒体监督制度等外部推动力（Gainet，2010；Ding 等，2020；徐莉萍等，2011；张建君，2013；位豪强等，2020；高杰英等，2021）以及工会制度和独立董事制度等内部推动力（Sacconi，2006；Mahmood 和Riaz，2008；Ertugrul 和Marciukaityte，2021）。正式制度在某些方面发挥了积极作用，但在食品安全、安全生产等方面，企业忽视社会责任的事故不断上演。①例如，2014年麦当劳、肯德基供应商上海福喜公司“过期肉”事件，2015年天津市滨海新区的“8·12”特大爆炸事故，2017年“红黄蓝”幼儿园事件，2018年长春长生公司狂犬疫苗造假事件。

本文从非正式制度进行拓展，考察社会信用对企业社会责任的影响。早期经典研究测度了省份层面的信任水平。②社会信用与信任之间存在联系，但两者不能等同。由于社会信用相关论文较少，本文通过分析信任的经济影响来阐述已有研究。张维迎和柯荣住（2002）利用5 000 多份有效问卷对信任进行了测算。随后的研究广泛采用其指数来检验信任与企业行为之间的关系（Wu 等，2014；Cao 等，2016；Li 等，2017，2019；Kong 等，2021）。这些研究为评估信任的经济价值提供了不同的视角，但存在比较严重的内生性问题。

为了解决内生性问题，本文将社会信用体系改革试点作为一个冲击事件，以确立社会信用与企业社会责任的因果关系。社会信用体系建设可以作为准自然实验的原因有以下两点：第一，中国政府十分重视社会信用体系建设，2015年8 月国家发展改革委将11 个城市列入首批全国创建社会信用体系建设示范城市，2016年4 月又将32 个城市列入试点计划。这次试点用改革创新的办法积极推进，具有一定的外生性。第二，社会信用体系建设会改善整体的社会信用环境。例如，如果一个企业不守信用，则会被当地城市的信用网站记录，这样就会受到惩罚。而如果一个企业十分守信，则同样会被记录。也就是说，社会信用体系建设对信用的价值和违约的成本会造成一定的冲击，具有一定的外生性。

本文以社会信用体系改革试点为背景，采用2009-2017年中国A股上市公司数据，从企业社会责任的视角对改革试点的效果进行了评估。研究表明，社会信用体系改革试点有利于减少代理成本，缓解信息不对称，从而促进企业社会责任活动。在市场化程度和法律水平较低的情形下，社会信用体系改革试点对企业社会责任活动的促进作用更加明显，表明非正式制度可以起替代作用。此外，在非国有企业和公司治理薄弱的企业中，社会信用体系改革试点促进企业承担社会责任的作用更加明显。本文的边际贡献体现在：

第一，本文补充了社会信用相关文献，具有重要的理论意义。现有研究主要聚焦于社会信任方面，发现信任可以促进商业信用（Wu 等，2014）和企业创新（Kong 等，2021），缓解股价崩盘风险（Cao 等，2016；Li 等，2017），解释IPO溢价（Li 等，2019），提高外国子公司绩效（Lu 等，2018）。与这些研究不同，本文利用社会信用体系建设在不同城市不同时间实施这一准自然实验，借鉴Beck等（2010）构建多时点DID模型，考察了社会信用体系改革试点的社会价值，从而缓解了内生性问题。研究社会信用的社会价值可以让我们更好地理解中国的经济发展，丰富对非正式制度社会价值的理解。

第二，本文补充了企业社会责任影响因素的文献。现有研究发现，国家制度（Liang 和Renneboog，2017）、机构所有权（Dyck 等，2019；Nofsinger 等，2019；Chen 等，2020）、法律来源（Zolotoy 等，2019）、股票流动性（Chang 等，2018）、董事会特征（Harjoto 等，2015；McGuinness 等，2017；Amin 等，2020）、分析师覆盖（Adhikari，2016；Qian 等，2019）、CEO特征（Yuan 等，2019；Chen 等，2019；Dunbar 等，2020）等因素在企业社会责任中发挥作用。本文研究表明，社会信用体系改革试点显著促进了企业社会责任活动。这扩展了以往的研究，识别了社会信用对企业社会责任的因果效应。

第三，本文的研究结论具有明确的政策含义。中国政府一直致力于构建良好的社会信用环境，其重要举措包括推进社会信用体系建设。本文发现，良好的社会信用环境不仅具有经济价值，还有社会价值。同时，本文对于第三次分配和共同富裕战略具有重要意义。企业社会责任活动能够优化收入分配格局，带来第三次分配的机遇，从而助力共同富裕发展战略。

二、制度背景与理论分析

（一）制度背景

信用是市场经济的“基石”，社会信用体系是市场经济体制的重要制度安排。在此背景下，国务院在2011年就开始部署制订社会信用体系建设规划。2014年，国务院印发《社会信用体系建设规划纲要（2014-2020年）》。随后，国家发展改革委和中国人民银行在2015年8 月联合发文，将沈阳市等11 个城市作为社会信用体系改革试点城市。2016年4 月，又将北京市等31 个城市作为第二批社会信用体系改革试点城市。截至目前，社会信用体系改革试点城市共有42 个。①受篇幅限制，试点城市名单备索。社会信用体系改革以创建社会信用示范城市为重要载体，详细规定了地方信用网站、社会信用统一代码系统、“红黑名单”制度等的推进建设过程。

本文预期，社会信用体系改革能够改善社会信用环境，其主要特征可以总结为以下两点：

一是提高守信价值。温州市是一个证明守信价值的好例子。例如，“信用温州”网站很好地记录了企业和个人等组织的信用信息，并对一些守信的例子进行了公开和激励。以守信企业为例，政府优先为守信企业提供金融支持，建立了信用和信贷融资相挂钩的奖励机制。又如，在义乌市，政府实行市场信用分类监管模式，发布了义乌市场信用指数，以监测市场信用情况，将守信企业筛选出来，从而有利于市场合作交易。这两个案例说明，社会信用体系建设确实发挥了作用，守信企业会在竞争激烈的市场中脱颖而出，优先获得贸易信贷、融资和合作等诸多利好。

二是提高失信成本。例如，合肥市、温州市、威海市、潍坊市和义乌市等建立了“黑名单”发布制度，以惩戒失信行为。如果企业和个人出现严重信用违约行为，则会上当地信用网站的黑名单，被认为是失信被执行人。失信被执行人将会受到很多限制。例如，企业在发行股票、招标投标、申请政府项目和税收优惠等方面受限制，个人在征信系统、出行等方面也受限制。②对失信被执行人的限制远不止文中所述，详见余泳泽等（2020）。可见，由于对社会信用进行了规范，社会信用体系改革试点城市的失信成本很大。③本文收集了试点城市出台的相应措施，受篇幅限制，相关信息备索。

本文认为，社会信用体系改革提高了守信价值和失信成本，优化了社会信用环境，可以视为一次良好的信用冲击事件。

（二）理论分析

社会信用体系改革试点有利于改善社会信用环境，对企业会产生两个方面的积极影响：一是降低企业的代理成本；二是缓解企业面临的信息不对称。因此，本文预期社会信用体系改革试点主要存在两种机制影响企业社会责任。

第一，社会信用体系改革试点通过降低代理成本，提升企业社会责任。一方面，作为一种重要的非正式制度，社会信用能够弥补正式制度的不足，缓解代理问题。例如，基于信任的视角，Chami 和 Fullenkamp（2002a）的研究表明信任可以缓解代理问题。申丹琳（2019）研究发现，社会信任缓解了代理问题，从而提高了企业风险承担水平。在本文的语境中，社会信用的概念比信任更广泛，因此本文预期社会信用环境的改善也可以降低代理成本。另一方面，经营权与所有权分离所产生的代理问题是抑制企业社会责任投入的重要原因。例如，代理问题的存在会使企业经理人减少风险性项目的投资（申丹琳，2019）。考虑到企业社会责任活动也是一项资金投入，经理人为了避免资金损失而被解雇，也会减少企业社会责任活动。虽然利益者相关理论认为企业社会责任活动从长期来看对企业价值具有积极作用，但是这一理论在短期是否适用还存在争议。总之，由于代理问题的存在，即使企业社会责任投入能够带来价值，经理人也会选择放弃。综上分析，本文认为社会信用体系改革试点可以缓解代理问题，使经理人做出有利于企业长期发展的决定，从而促进企业社会责任活动。

第二，社会信用体系改革试点通过缓解信息不对称，提升企业社会责任。一方面，社会信用能够降低信息不对称程度。现有研究发现，信用能够显著增加管理层的诚信度（Jha 和Chen，2015），促进员工提供准确信息（Mayer 和Gavin，2005），减少操纵财务报表行为（Chen 等，2018），提高财务报表质量（Garrett 等，2014），促进企业自愿披露（Guan 等，2020），最终降低信息不对称程度（Bae 等，2020；Hilary 和Huang，2020）。也就是说，良好的信用会使管理者自觉地规范信息披露，从而缓解信息不对称问题。另一方面，信息不对称程度的降低能够提升企业社会责任。这是因为，企业内部信息披露越透明，越会自发地提升自身责任感，以形成良好的形象。例如，Kong 等（2021）认为，分析师关注的增加有利于提升企业社会责任。根据Kim 和Zhang（2016）以及王化成等（2015）的研究，分析师跟踪人数的增加在某种程度上表示信息不对称程度的降低。综上分析，本文认为社会信用体系改革试点可以降低信息不对称程度，从而促进企业社会责任活动。

基于上述分析，本文提出以下研究假说：社会信用体系改革试点能够促使企业承担更多的社会责任。

三、研究设计

（一）数据来源

本文从润灵环球提供的MCTi社会责任报告评级系统收集企业社会责任数据，该系统对企业发布的社会责任报告进行综合评分，衡量企业承担社会责任的程度。此外，本文还涉及地级市的GDP数据、人口数据和企业基本面数据，分别通过城市统计年鉴和CSMAR 数据库收集得到，并进行手工对比处理。最后，本文将企业社会责任评级数据、地级市数据与企业财务数据进行匹配。不失一般性，本文对地级及以上城市的样本数据进行如下处理：首先，剔除金融类上市公司和ST公司的样本；其次，剔除主要变量存在数据缺失的样本，并只保留连续存在三年的样本；最后，对连续型变量进行上下1%的缩尾处理。由于企业社会责任自2009年开始密集和常规披露，本文研究样本从2009年开始。同时，考虑到数据的披露程度和可得性，样本截至2017年。本文最终得到2009-2017年686 家公司的4 144 个观测值。

（二）变量定义

1.企业社会责任（CSR）。本文选择企业社会责任表现来衡量企业承担社会责任的程度，数据来源于润灵环球发布的MCTi社会责任报告评级系统，其被大量实证研究所采用（Kong 等，2021；权小锋等，2015；曹越和郭天枭，2020）。社会责任评级参考国际权威社会责任标准ISO26000，并考虑中国社会责任披露等实际情况，基于行业差异性，从整体性、内容性、技术性和行业性四个维度，对企业社会责任报告给出客观评分，得分越高表明社会责任表现越好，满分为100 分。

2.社会信用体系改革试点（Trust）。为了更好地做出因果推断，根据公司所在城市在不同时间入选社会信用体系改革试点，本文设置了虚拟变量Trust。如果企业注册地入选社会信用体系改革试点，则当年及以后年份取值为1，否则为0。

3.控制变量。参考Ding 等（2020）的研究，本文设置了以下控制变量：企业规模（Size），采用总资产的自然对数衡量；长期偿债能力（Leverage），采用总负债除以总资产衡量；短期流动性（Cash），采用经营活动现金流占总资产的比例衡量；资产收益率（Roa），采用净利润除以总资产衡量；固定资产比例（Fixs），采用固定资产净额占总资产的比例衡量；企业年龄（Age），即企业成立至今的年数；所有权类型（SOEs），最终控制人为中央政府或地方政府时取1，否则取0。本文还控制了城市层面变量，包括城市人均GDP的对数（LnGDP）和城市人口的对数（Lnpopulation）。

（三）模型构建

为了检验社会信用体系改革试点对企业社会责任的影响，本文将社会信用体系建设作为准自然实验。考虑到该政策在不同城市的实施时间不同，本文借鉴Beck 等（2010）的做法，构建了如下的多时点DID模型：

其中，被解释变量CS Rit表示企业社会责任得分，核心解释变量Trustit表示社会信用体系改革试点，Controlsit表 示企业层面和城市层面的控制变量。此外，模型控制了公司固定效应（ui）和年份固定效应（θt）。如无特别说明，所有回归均汇报企业层面聚类稳健标准误。εit表示随机扰动项。

（四）描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果见表1。结果显示，样本期内企业社会责任存在一些缺失值，导致样本数量较少。CSR的均值为38.29，说明样本期内企业社会责任投入并不多。Trust的均值为0.180，说明样本中有18%的企业受到社会信用体系建设的冲击。从控制变量来看，样本期内企业规模均值为23.02，财务杠杆均值为13%，资产收益率均值为4.26%，固定资产占比均值为24.5%，现金流占比均值为5.14%，企业平均年龄为16.39，国有企业占比为62.5%。

表1 描述性统计

四、实证结果分析

（一）基准回归

本文基于企业社会责任视角对社会信用体系改革试点效果进行评估，基准回归结果见表2。列（3）中Trust的系数为1.024，在5%的水平上显著，兼具统计显著性和经济显著性。这表明社会信用体系改革试点显著促进了企业社会责任活动，本文研究假说得到验证。总体上，本文的实证结果与预期相符，表明社会信用体系改革试点具有良好的社会效果，对企业社会责任活动具有显著的促进作用。这一结果的政策意义在于，企业积极履行社会责任有助于发挥第三次分配作用，推动共同富裕发展战略。

表2 基准回归

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验。本文通过引入一系列受影响企业的相对年份虚拟变量（Before-4、Before-3、Before-2、Before-1、Current和After1+）来考察企业社会责任的动态特征。理论上，如果企业社会责任受其他未观测到特征的影响，那么对于经历社会信用体系改革的城市，企业社会责任应该不会在时间上表现出显著差异。同时，如果城市整体的企业社会责任表现欠佳而进行社会信用体系改革，那么在社会信用体系改革之前，当地企业与其他地区企业的社会责任表现应该表现出差异。表3 中列（1）结果显示，Before-4、Before-3、Before-2和Before-1的系数不显著，说明在社会信用体系改革之前，实验组和对照组企业不存在显著差异，满足DID模型的平行趋势假设。同时，本文在90%的置信区间内生成图1，受影响企业与未受影响企业的社会责任表现的时间趋势没有显著差异。此外，在社会信用体系改革试点后，受影响企业的社会责任显著提升，这与基准结论一致。

图1 平行趋势检验图

表3 稳健性结果

2.安慰剂检验。本文使用虚假的社会信用体系改革试点年份，观察社会信用体系建设是否依然提升了企业社会责任。本文借鉴Kong 等（2020）的做法，让社会信用体系改革试点年份变得随机（由计算机随机生成），产生新的变量Trust_new。将上述随机过程重复1 000 次，随机处理后，社会信用体系改革试点提升企业社会责任的效果不再显著。从图2 中可以发现，随机的社会信用体系改革试点Trust_new的系数集中分布在0 的附近，远小于基准估计得到的数值1.024。这说明本文原处理组的测量误差是可容忍的，安慰剂检验成立，并支持了社会信用体系改革试点提升企业社会责任的基准结论。

图2 Trust_new 的系数分布

3.其他稳健性检验。第一，更换被解释变量。本文还以LnCSR作为因变量，表3 中列（2）结果显示，社会信用体系改革试点的系数显著为正。这说明在使用不同的企业社会责任测度指标后，社会信用体系改革试点仍显著提升了企业社会责任，初步验证了本文结论的可靠性。第二，替换固定效应。表3 列（3）中同时控制了行业、城市与时间固定效应，社会信用体系改革试点的系数显著为正，说明社会信用体系改革试点提升了企业社会责任，结论依然稳健。第三，采用行业和城市层面聚类的稳健标准误。上文回归均考虑了企业间标准误差的相关性，但一个城市或一个行业内企业投资中未观测到的成分也可能相互关联，因此需要在行业和城市层面进行聚类处理以测试稳健性。采用行业和城市层面聚类稳健标准误的结果分别见表3 中列（4）和列（5），社会信用体系改革试点的系数仍显著为正，说明社会信用体系改革试点提升了企业社会责任，基准结论仍稳健。

五、进一步研究

（一）影响机制分析

上文研究表明，社会信用体系改革试点能显著促进企业社会责任活动。为了深入探索社会信用体系改革试点对企业社会责任的影响机理，本文将从代理成本和信息不对称两个角度进行机制分析。本文借鉴温忠麟等（2004）的方法，构建了模型（2）和模型（3）进行检验。

其中，Channel为机制变量，即代理成本和信息不对称程度。模型（2）检验的是社会信用体系改革试点对机制变量的影响，模型（3）检验的是机制变量是否可以作为社会信用体系改革试点影响企业社会责任的中介。

机制检验步骤如下：第一步，估计模型（1），如果系数α1不显著，则停止中介效应检验；而如果α1显著，则进行下一步检验。第二步，估计模型（2）和模型（3），如果系数 γ1和 δ2同时显著，则表明存在中介效应。系数 δ1显著说明存在部分中介效应，不显著则说明存在完全中介效应。如果γ1和 δ2有一个不显著，则进行Sobel检验。

1.代理成本机制。为了检验社会信用体系改革试点是否通过减少代理成本而促进企业社会责任，本文借鉴甄红线等（2015）以及李志生和金凌（2021）的研究，采用企业管理费用率来度量代理成本。表4 中列（1）报告了社会信用体系改革试点对企业代理成本的影响。结果显示，社会信用体系改革试点能够显著降低企业管理费用，减少代理成本。列（2）报告了社会信用体系改革试点和企业代理成本对企业社会责任的影响。结果显示，Trust的系数为1.021，在1%的水平上显著为正；而Agent_costs的系数为-1.123，并不显著。按照上述中介效应检验步骤，需要进行Sobel检验。Sobel检验Z统计量的绝对值为1.067，大于显著性水平为5%时的临界值0.97，因而存在以代理成本为中介变量的中介效应。上述结果表明，社会信用体系改革试点通过减少代理成本，促进了企业社会责任。

表4 基于代理成本的机制分析

2.信息不对称机制。为了检验社会信用体系改革试点是否通过缓解信息不对称而促进企业社会责任，本文参考Kim 和Zhang（2016）以及王化成等（2015）的研究，采用分析师跟踪人数来衡量信息不对称程度。表5 中列（1）报告了社会信用体系改革试点对信息不对称程度的影响。结果显示，社会信用体系改革试点能够显著增加分析师跟踪人数，降低信息不对称程度。列（2）报告了社会信用体系改革试点和信息不对称程度对企业社会责任的影响。结果显示，Trust的系数为0.913，在10%的水平上显著为正；Analyst的系数为6.371，在5%的水平上显著为正，表明分析师跟踪人数越多，企业承担了越多的社会责任。上述结果表明，存在以信息不对称程度为中介变量的中介效应，社会信用体系改革试点通过降低信息不对称程度，促进了企业社会责任。

表5 基于信息不对称的机制分析

（二）非正式制度与正式制度之间的替代效应分析

Allen 等（2005）认为，声誉和关系等因素具有“替代品”作用，是中国经济成功的背后原因。许多学者从不同角度发现信任也具有替代正式制度的作用（Greif，1993；Peng 和Luo，2000；Kong 等，2021）。本文预期，非正式制度可以成为正式制度较好的“替代品”，促进经济社会活动。因此，社会信用这一非正式制度对正式制度具有替代效应，即在正式制度不够完善时，社会信用会促进企业社会责任；而在正式制度比较完善时，社会信用所起的作用并不大。

正式制度安排究竟是社会信用体系的一种协同互补机制还是替代机制有待进一步检验。根据公司所处地区的市场化水平和法律环境，本文将样本分为市场化水平高低（法律环境好差）两个子样本，分析在不同的正式制度环境中，社会信用如何影响企业社会责任，检验非正式制度与正式制度是否形成替代效应。

本文从《中国分省份市场化指数报告（2016）》中获取市场化指数和法律环境分指数，计算样本公司所处地区2014年的市场化水平和法律制度水平的中位数，以此为依据对样本进行分组，回归结果见表6。①由于社会信用体系建设始于2015年和2016年，2014年的市场化指数和法律制度指数是在受冲击之前，相关结果更加干净。可以发现，Trust的系数在市场化指数和法律环境指数较低的样本组中显著为正，而在市场化指数和法律环境指数较高的样本组中则不显著。这表明，企业所在地区的社会信用与当地市场化程度和法律环境存在替代关系。

表6 非正式制度对正式制度的替代效应

（三）异质性分析

1.产权异质性。从企业产权属性来看，我国存在特征鲜明的国有企业和非国有企业。这两类企业主动遵守法律法规和履行社会责任的积极性存在差异。其原因在于，国有企业是隶属于政府机构的单位，其领导者属于行政官员，行为代表着政府形象，在日常经营活动中会诚实守信地遵守法律法规以维护政府形象。非国有企业则并不受到维护政府形象的硬约束，主动遵守法律法规、履行社会责任的动机相对较弱。因此，非国有企业的社会责任履行可能更需要诚实守信等社会规范的引导，社会信用体系改革试点对其社会责任履行的促进作用更大。

产权异质性回归结果见表7。可以发现，社会信用体系改革试点对国有企业社会责任的影响不显著，而非国有企业中相应的系数则通过了1%水平的显著性检验。这说明社会信用体系改革试点对非国有企业社会责任的影响更强，与上述预期相吻合。

表7 基于产权性质的异质性分析

2.公司治理异质性。从治理水平来看，信任具有公司治理作用（Chami 和Fullenkamp，2002b；Kong 等，2021）。以董事会独立性为代表的内部公司治理水平有助于增强大股东监督和管理层薪酬激励的治理效果（Balsmeier 等，2017；Kong 和Liu，2021），从而提升股东财富和企业绩效（Rosenstein 和Wyatt，1990；Liu 等，2015）。在企业社会责任方面，Harjoto 和Jo（2011）发现独立董事越多的企业会承担越多的社会责任。本文推断，独立董事人数较多的公司内部治理水平相对较高，此时公司所在地的社会信用环境对企业社会责任的促进作用相对有限。换言之，在独立董事人数较少的公司中，社会信用具有公司治理作用，对企业社会责任的促进作用较强。

为了检验上述推断，在内部公司治理层面，参考Kong 和Liu（2021）的研究，本文以公司当年独立董事人数进行衡量。独立董事人数越多，表示内部公司治理越好。根据中位数将样本分为内部治理水平高低两组，表8 报告了分组回归结果。可以发现，在公司治理水平较低组中，Trust的系数在5%的水平上显著，说明本文主要研究结论在内部治理水平较低组中更加显著。这支持社会信用体系改革试点具有一定的公司治理效应，与上述推断相吻合。

表8 基于内部治理的异质性分析

在外部公司治理情形下，机构投资者是公司引入外部监督的最重要手段之一（Shleifer 和Vishny，1986），可以衡量公司面临的第三方监督。机构投资者具有大量资金和专业知识，会对公司实施监督，有效约束高管的利己行为（Brous 和Kini，1994；Cornett 等，2008）。McConnell 和Servaes（1990）以及Hartzell 和 Starks（2003）的研究表明，机构投资者持股有助于提高公司治理水平。在企业社会责任方面，Chen 等（2020）发现机构持股外生增加改善了公司的社会责任表现。这说明机构投资者能够对公司高管进行有效监督，提升企业社会责任。据此，机构投资者持股比例较高的公司具有良好的外部治理，社会信用所发挥的作用可能相对较小。换言之，在机构投资者持股比例较低的公司中，社会信用具有公司治理作用，对企业社会责任的促进作用较强。

为了检验上述推断，在外部公司治理层面，参考Kong 和Liu（2021）的研究，本文以公司当年机构投资者持股比例进行衡量。机构投资者持股比例越高，表示公司外部治理越好。根据中位数将样本分为外部治理水平高低两组，表9 报告了分组回归结果。可以发现，在公司外部治理水平较低组中，Trust的系数在1%的水平上显著，说明本文主要研究结论在外部治理水平较低组中更加显著。这支持社会信用体系改革试点具有一定的公司治理效应，与上述推断相吻合。

表9 基于外部治理的异质性分析

总体上，作为一种非正式制度安排，社会信用能够缓解公司治理薄弱的不利影响，提升企业社会责任。当公司治理水平低时，社会信用体系改革试点对企业社会责任将发挥更大的促进作用。也就是说，社会信用体系改革试点与企业社会责任的正向关系在公司治理水平低的企业中更加显著。

六、结论与政策启示

本文从社会价值视角，以2009-2017年中国地级及以上城市的A股上市公司为样本，评估了社会信用体系改革试点的实施效果。研究发现：（1）社会信用体系改革试点有利于减少代理成本，缓解信息不对称，从而促进企业社会责任；（2）在正式制度不够完善的情形下，社会信用体系改革试点对企业社会责任的促进作用更加明显；（3）在非国有企业和公司治理薄弱的企业中，社会信用体系改革试点的促进作用更加明显。

本文研究表明，社会信用体系改革试点具有良好的效果，能够促进企业主动承担社会责任。因此，政府需要继续在非试点城市推进社会信用体系建设，健全社会征信体系以形成良好的社会信用环境，既要对守信企业和公民进行嘉奖，也要对企业和个人失信行为进行惩戒，进一步发挥社会信用的经济社会价值。此外，企业只有主动承担社会责任，才能长期保持竞争力。因此，企业应完善内部治理体系，培育守信用的企业文化，进一步降低代理成本，缓解信息不对称问题，努力提升企业在市场中的守信形象，从而获得经济价值和社会价值。