社会信任、信息透明度与企业业绩

康漫 （首都经济贸易大学会计学院 北京 100070）

一、引言

作为非正式制度，信任是促进国家经济增长以及金融发展的重要因素，在一定程度上能够弥补正式制度的不足，因而受到广泛的关注。社会准则会影响人的行为，个体根据其看到的周围其他个体的行为建立自己的行为准则。当地区社会信任水平较高时，个体受到道德准则的影响，往往将诚实守信作为个人品质。企业管理层在与客户、供应商等经营伙伴合作的过程中，其行为会更加诚信，企业信息披露质量也更高。研究发现，社会信任对管理层形成内在约束，企业经营行为更加合规，吸引了更多外部投资者的投资，融资成本也更低。Levine等（2018）发现，在系统性的银行危机期间，社会信任将有助于企业获取贸易信贷融资，利润和就业的降幅更低以帮助企业抵御银行危机。Ang等（2015）发现，社会信任是影响外国企业投资地区选择、所有权类型和研发投资的重要因素，在更值得信赖的地区，外国企业更有可能与当地合作伙伴建立合资企业，并加大研发投入。已有关于社会信任的研究主要关注其对宏观经济及企业经营的影响，然而，少有文献关注社会信任对企业业绩的影响。

客户和产品市场是决定企业经营业绩的基础，企业与客户的合作关系对企业业绩表现会有影响。企业治理效率的提升会改善企业经营的环境，内部管理者的治理能力及代理问题均会对企业经营业绩产生显著作用。当企业所在地区社会信任水平较高时，管理层的行为会更加诚信，合作伙伴会更加信任企业，那么，社会信任会对企业业绩产生何种作用呢？作用机制是什么？对于这些问题的研究将有助于理解社会信任促进经济发展的微观机理，同时提供关于企业业绩驱动因素的经验证据。

二、理论分析与研究假设

在高信任度地区，企业管理层受该地区社会标准和信任氛围的影响，倾向于回馈其合作伙伴的信任，行为更加诚信（Jha和Chen，2015）。Jha（2019）发现，位于高社会信任度地区的企业，其通过虚假陈述财务信息进行欺诈的可能性更低，盈余管理水平更低，年报可读性更高。Li等（2019）也发现，当IPO公司位于高信任度地区时，其招股说明书披露的财务信息质量更高。可见，当企业所在地区社会信任度较高时，其信息透明度更高，信息披露质量得到改善。

当企业信息透明度较高时，一方面，针对外部客户，客户更了解企业的财务状况及产品，管理层能够取得客户的信赖，建立良好的企业形象，客户更愿意与企业进行大量交易。研究发现，社会信任缓解了信息不对称，导致信息搜寻成本降低，合作效率提高，在信息有限的情况下也能达成交易（杨国超和盘宇章，2019）。在高信任度地区，经济主体之间合作的频率更高，易于建立密切的合作关系。不难推断，社会信任有助于企业扩大产品市场，提升交易量，进而改善经营业绩。另一方面，针对内部管理层，管理层面临的来自股东、债权人、审计师、机构投资者等利益相关者的监督更加严格，其以损害股东利益为代价的自利行为将减少，管理层与股东之间的代理冲突降低。企业的信息透明度较高时，管理层盈余管理等行为更易被外部股东识别，代理问题及逆向选择问题将得到缓解，管理层为了谋取自身利益进行过度投资或投资不足的行为更少，企业资源配置的效率更高（司美玲，2021）。对于高社会信任度地区的企业，信息透明度越高，避税行为越少，企业经营违规行为越少。管理层将致力于改善企业的经营状况，提升治理效率及投资效率，有助于企业业绩进一步提升。此外，较高的信息透明度将降低企业与外部投资者之间的信息不对称水平，缓解企业的融资约束问题，企业能够以更低的资本成本获得充分的外部融资以支持研发创新活动，助力其企业价值提高（王艳华和瞿宜持，2021）。基于以上分析，本文提出假设1：

H1：社会信任有助于促进企业业绩显著提升。

进一步地，考虑到作为非正式制度，社会信任能够弥补正式制度的薄弱点（王艳和李善民，2017），本文认为，地区法律保护水平可能影响社会信任与企业业绩的关系。Guiso等（2004）发现，当法律体系能有效发挥作用时，社会信任这一“关系”的作用将会减弱。然而大多数国家的法律体系并不十分完善，因此，社会信任是促进国家经济发展的重要因素。Allen等（2005）认为，中国的金融体系及法律制度等有待进一步健全，之所以经济高速增长，原因在于基于声誉等非制度机制促进了私营部门的发展，是正式制度的良好替代品。不难推断，地区法律保护程度越弱，正式制度对管理层的约束作用越小，社会信任改善信息披露质量进而提升企业业绩的作用更显著。由此，本文提出假设2a：

H2a：相对于地区法律保护程度较强的公司，在地区法律保护程度较弱的企业中，社会信任与企业业绩的正相关关系更为显著。

产权性质可能影响社会信任与企业业绩的关系。相对于非国有企业，国有企业的代理问题更加严重，其利益相关者对会计信息披露水平的要求更低，管理层更有动机进行盈余管理等行为。研究表明，由于国有企业的所有者处于“虚位”，其管理层受到的约束较小，内部管理矛盾加剧，管理层可能存在谋取私利行为而导致公司的资源配置效率较低，从而对企业经营业绩造成一定影响（曹玉珊，2019）。对于国有企业，社会信任降低代理成本、改善信息披露质量的作用更加明显。由于非国有企业的代理冲突相对较小，管理层受到利益相关者的监督更强，因此，社会信任通过改善企业的信息环境，抑制管理层违规行为进而提升企业业绩的作用较弱。由此，本文提出假设2b：

H2b：相对于非国有企业，社会信任对国有企业经营业绩的促进作用更为显著。

三、研究设计

（一）样本选择

本文选取2010—2020年A股上市公司的数据作为研究样本。样本筛选过程如下：首先，剔除金融业上市公司；其次，剔除ST、*ST样本；再次，剔除资产及所有者权益为零或负数的样本；最后，剔除数据缺失样本。本文包括21 884个公司年度样本观测值。社会信任的数据来源于中国综合社会调查（CGSS），其他财务数据均来源于CSMAR数据库。为避免极端值对研究的影响，本文对所选连续变量进行了1%的winsorize处理。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业业绩。参考已有研究，本文采用净资产收益率ROE衡量企业经营业绩，ROE=净利润/净资产。

2.解释变量：社会信任。参考王艳和李善民（2017）的研究成果，本文采用中国综合社会调查的问卷调查数据衡量社会信任。针对问题“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往/接触中，您觉得陌生人中可以信任的人多不多呢？”，对以下回答：绝大多数不可信、多数不可信、可信者与不可信者各半、多数可信、绝大多数可信，分别赋值为1、2、3、4、5，计算各地区所有居民回复的平均值，将其作为该地区社会信任水平。

3.控制变量。参考以往研究，本文引入企业规模、资产负债率、销售收入增长率、董事会结构、独立董事比例作为控制变量，同时控制年度和行业固定效应。具体变量定义见表1。

（三）模型设计

为检验社会信任对企业业绩的影响，本文建立了实证模型（1）：

其中，ROE用于衡量企业业绩。ROE越大，代表企业业绩越好。具体变量定义见表1。本文预期β显著为正，表示在社会信任高的地区，企业业绩更好。

表1 变量定义

四、实证分析

（一）描述性统计

1.主要变量描述性统计。描述性统计结果如下页表2所示。净资产收益率ROE的均值为6.0%，标准差为0.129，与实际情况较为相符；TRUST的均值为2.01，标准差为0.156，表明不同地区之间的社会信任程度存在显著差异，保证了本文实证研究的可行性。公司规模的均值为22.36，资产负债率的均值为45.2%，独立董事平均占比为37.4%，与已有研究一致。

表2 主要变量描述性统计

2.分组描述性统计。为验证社会信任与企业业绩之间的关系，本文基于社会信任分组，检验不同分组中企业业绩的差异。如下页表3所示，在社会信任程度较高样本组中，ROE的均值0.067和中位数0.074均在1%的水平上显著，高于社会信任程度较低样本组的均值0.053和中位数0.064。上述分析表明，社会信任度越高，企业业绩表现越好，验证了H1。

表3 分组描述性统计

（二）多元回归分析

1.社会信任与企业业绩关系的检验。为验证社会信任与企业经营业绩的关系，本文采用模型（1）进行OLS回归分析。回归结果见表4列（1）。结果显示，社会信任与净资产收益率ROE在1%的水平上显著正相关，回归系数为0.048，t值为8.685。该研究结果表明，社会信任促进企业经营业绩显著提高。即，在社会信任水平高的地区，企业的业绩水平更高。该回归结果验证了H1。

表4 多元线性回归结果

2.基于地区法律保护水平的分析。为验证非正式制度社会信任能否弥补正式制度的不足，本文基于模型（1）按照地区法律保护水平进行分组检验。参考王艳和李善民（2017）的研究成果以及王小鲁等（2017）市场化指数中“市场中介组织的发育和法律制度环境”指标，对各地区的法律保护水平进行衡量，并按各年度中位数将样本分为较高和较低组进行回归分析。回归结果见表4的列（2）和列（3）。可以看到，在法律保护水平较低的样本中，TRUST的回归系数为0.054，t值为8.235，在1%的水平上显著；在法律保护水平较高的样本中，TRUST的回归系数为0.011，t值为1.128，并不显著。上述结果表明，社会信任对企业业绩的促进作用在法律保护程度较低的地区更加显著，验证了H2a。

3.基于产权性质的分析。考虑到产权性质的影响，本文按国有企业与非国有企业进行分组检验，回归结果如表4列（4）和列（5）所示。可以看到，对于国有企业，TRUST的系数为0.046，t值为6.646，TRUST与企业业绩水平在1%的水平上显著正相关；对于非国有企业，TRUST的系数为0.044，t值为5.571，TRUST与企业业绩水平在1%的水平上显著正相关。尽管TRUST均与ROE在1%的水平上显著正相关，但是国有企业样本对应的t值6.646大于非国有企业样本对应的t值5.571，相对于非国有企业，社会信任对国有企业的业绩改善作用更大，验证了H2b。

4.社会信任与企业业绩关系的机制检验。考虑到在社会信任度较高地区，受该地区规范和社会标准的影响，企业管理层相对诚信，进而使得公司信息透明度较高、合规性较好，本文认为，信息透明度越高，意味着客户更加信赖企业并进行大量交易，管理层违规经营行为越少，代理问题得到缓解，企业经营业绩进一步提升，信息透明度提高可能是社会信任改善企业业绩的重要途径。鉴于此，本文从信息透明度的层面就地区社会信任与企业业绩之间的作用机制进行检验。本文采用中介效应模型（2）进行实证研究，考察信息透明度的中介作用：

模型（2）中，TRA表示信息透明度，用深交所公布的信息披露等级来衡量，对于评定等级为A、B、C、D的样本，分别赋值为4、3、2、1。控制变量与模型（1）相同，预期β显著为正。

模型（2）的回归结果如下页表5所示。列（1）显示，社会信任与ROE在1%的水平上显著正相关，t值为8.35。进一步考虑中介效应，如列（2）、（3）所示，社会信任与信息透明度在1%的水平上显著正相关，t值为10.04，表明社会信任水平越高的地区，公司信息透明度越高。在控制了社会信任之后，信息透明度与企业业绩显著正相关，t值为30.831。中介因子检验Sobel Z统计量为9.547，在1%的水平上显著，表明信息透明度起到了中介效应。上述结果表明，信息透明度是社会信任提升企业业绩的重要渠道。

表5 信息透明度的中介作用检验

（三）稳健性检验

1.替换被解释变量。本文用总资产收益率ROA作为企业业绩的替代变量进行稳健性检验，ROA=净利润/总资产。结果显示，TRUST与ROA在1%的水平上显著正相关，表明社会信任度越高，企业业绩水平越高，与实证回归结果一致。

2.替换解释变量。本文采用张维迎和柯荣住（2002）对全国不同地区企业的管理层进行问卷调查得到的数据作为社会信任的替代指标进行稳健性检验。对于问题“根据您的经验， 您认为哪五个地区的企业比较守信用？”，计算各个地区不同排位顺序占所有回答者的比例，取加权平均值作为综合信任指标来衡量地区社会信任程度。结果显示，TRUST与ROE在5%的水平上显著正相关，表明本文结论具有稳健性。

3.内生性问题。考虑到社会信任与企业业绩可能会同时受到其他因素影响，本文采用工具变量法来缓解这一内生性问题。具体地，参考以往研究，本文选用地区民族多样性MZS（即，各省份中主要聚居的民族数量）作为社会信任的工具变量进行两阶段回归。结果显示，TRUST与ROE在1%的水平上显著正相关，即在考虑内生性问题后，社会信任仍然能够显著提高企业业绩。以上检验结果表明，本文结论稳健。

五、研究结论及启示

基于信息不对称理论，本文考察社会信任对企业经营业绩的影响。研究结果发现，地区社会信任水平越高，企业业绩越好。对于国有企业，社会信任对企业业绩的提升作用更为显著。作为非正式制度，社会信任可以在一定程度上弥补法律环境等正式制度的不足，有助于改善企业业绩。本文还发现，社会信任使得公司信息透明度较高、合规性较好，是其提升企业业绩的主要渠道。

本文研究的结论在理论层面与实践层面均有参考价值。在理论层面，本文以社会信任这一非正式制度作为切入点，丰富了已有从企业层面或宏观环境层面研究企业业绩的相关文献。同时，进一步拓展了有关社会信任微观效应的相关研究。在实践层面，本文的研究结论具有如下启示：首先，监管部门应当加大对失信行为的惩罚力度，落实失信人处罚机制，约束企业的失信行为，督促企业在市场上进行公平竞争。利用互联网和大数据等先进的技术手段，建立全面统一的信用信息数据平台，推进信用信息系统建设。其次，政策制定者应当完善社会信用立法，建立健全相关法律法规，实现社会信用体系建设的规范化与法治化。此外，监管层应当加强诚信教育与诚信文化建设，利用新闻媒体积极宣传信用监管措施，营造诚信的社会氛围，推动企业高质量发展。