企业社会资本与企业高质量发展

胡海波 曹鑫钰

【摘 要】 高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，如何实现企业高质量发展是政府及企业面对的共同课题。从非正式制度的视角，结合2011—2020年沪深A股上市公司的数据，探讨企业社会资本对企业高质量发展的影响以及作用机制。结果显示：社会资本显著推动企业高质量发展；融资约束和企业代理成本是企业社会资本推动企业高质量发展的重要中介因素。进一步研究发现，企业社会资本的作用与企业规模、所有权以及市场外部环境密切相关，表现为在规模较小、民营、处于市场化程度较低地区的企业，企业社会资本发挥的作用更为显著。研究结论丰富了企业社会资本与企业高质量发展的相关内容，拓展了企业高质量发展的影响因素，为企业在部署长期发展战略的问题上提供了新的思路。

【关键词】 企业社会资本； 高质量发展； 融资约束； 代理成本； 全要素生产率

【中图分类号】 F270.3；F270.7  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2024）12-0082-10

一、引言

党的二十大报告指出，要坚持以推动高质量发展为主题，在扩大内需的同时深化供给侧结构性改革，加快建设现代化经济体系，着力提高全要素生产率，推动经济高质量发展。因此，作为度量企业生产活动中所有投入要素的效率指标，全要素生产率是企业高质量发展的源头活水以及关键衡量指标。

现有文献表明，诸如环境规制、税收政策和科技金融政策等正式制度会影响企业全要素生产率[1-3]。此外，腐败、企业家精神和宗族文化等非正式制度也会以关系网络、信任和互惠的形式，潜移默化地影响企业高管的意识和行为，进而对企业的生产效率以及高质量发展产生影响[4-6]。因此，在现有的研究框架下，本文从微观视角对企业社会资本与企业高质量发展的关系进行分析，探讨了其中的作用机制，这为丰富非正式制度领域对企业高质量发展的影响研究，以及进一步理解企业高质量发展提供了理论依据。

国内早期对企业社会资本研究的学者认为，企业社会资本是指企业与经济领域中的各关联方建立联系，从而获取稀缺资源的能力[7]。企业与各利益相关者建立信任，并由此获取资源的能力符合企业社会资本的定义。因此，本文基于利益相关者视角，通过熵值法构建指标体系，对企业社会资本进行测度。本文选取2011—2020年A股上市公司数据作为研究样本，探索企业社会资本对企业高质量发展的影响，并对其作用机制进行了初步探讨。

本文主要贡献如下：首先，以往文献倾向于研究正式制度对企业发展的影响，本文从非正式制度视角揭示企业社会资本对企业高质量发展的作用机理，非正式制度利用企业广泛的适用性和灵活性，有效弥补正式制度的不足，为企业推进高质量发展提供新的思路；其次，对企业社会资本的研究中大多使用问卷调查法来量化企业社会资本，本文采用熵值法对二手数据进行处理，方便收集数据的同时也保证了数据的客观性；最后，本文从融资与代理成本角度丰富了企业社会资本影响企业高质量发展的理论机制，弥补了现有文献对间接作用路径研究的不足。

二、文献综述与假设演绎

（一）企业社会资本与企业高质量发展

社会资本的概念最初由法国社会学家皮埃尔·布尔迪厄（Pierre Bourdieu）[8]正式提出，他将社会资本定义为一种通过占据“体制化关系网络”而获取资源的集合体。随后Coleman[9]从社会资本的功能角度、Ronald Burt[10]从社会关系角度、Francis Fukuyama[11]从社会结构角度、Portes[12]从能力论角度深化了社会资本理论的研究。

随着研究不断深入，对社会资本理论的研究已由个人层面延伸至国家及企业层面。Nahapiet et al.[13]提出企业社会资本的概念，认为社会资本由网络和可通过网络流动的资源组成。此后，陆续有学者实证研究了企业社会资本在企业绩效、企业社会责任、研发创新等微观领域的作用[14-16]。因此，基于企业社会资本这一独特的研究视角，对于研究企业生产要素结构具有重要的意义。

尽管学者们对于企业社会资本的定义、衡量各不相同，但不可否认的是，它是影响企业发展的重要因素。从企业外部发展来看，社会资本的积累使得企业与利益相关者之间的合作得到双方心理认同，由此有效減少合作者之间所产生的机会主义行为，降低交易成本，整合稀缺资源便于获取超额利润，利用新技术提升生产力水平[17]。从企业内部管理来看，企业社会资本水平高的企业，更多地强调部门之间的沟通与协作，提升信息传递效率，减少信息不对称的问题，节约管理成本，从而降低企业代理成本。企业内部关系网络通过具有利益冲突的个人之间的合作来实现产出增加，要求更有效地利用资源以及公平分配，进而提升企业生产效率，从而推动企业高质量发展[18]。

总之，企业社会资本所代表的信任、合作有利于企业从内外部获取稀缺资源，并进行有效配置，从而提升企业全要素生产率，进一步推动企业高质量发展。在此基础上，提出假设1。

H1：企业社会资本能够显著推动企业高质量发展。

（二）企业社会资本影响企业高质量发展的渠道

企业社会资本可以通过缓解融资约束推动企业高质量发展。有学者指出企业创新是促进生产效率提升的重要因素，创新活动具有资本密集的特点，只有足够的资本支持才能使其顺利进行[19]。首先，企业社会资本增加了融资范围和融资方式，并利用其收集不易获得的融资信息，为企业获取更多资源[20]。其次，高社会网络密度意味着企业与利益相关者之间会存在更频繁的互动，这种互动带来的信息交流更加可靠，利益相关者之间也可以形成有效的监控[21]，产生不道德行为的成本更高[22]。利益基础与情感纽带的双重作用使得资金供给更加安全，双方愿意降低交易成本以获取长期合作，进而促进企业高质量发展。

企业社会资本可以通过降低代理成本推动企业高质量发展。从代理理论的角度出发，经理人为了追求个人利益而背离企业利润最大化的目标，这将增加企业的管理费用，降低企业的生产效率。而高社会资本水平企业拥有信任基础，管理层主动降低寻租成本和在职消费，减少管理冲突[23]。另一方面，在股权集中度高的情况下，控股股东可能会为了谋取私利转移公司资产，侵占中小股东的利益，增加了企业非效率投资。而高社会资本水平企业中的个人，会因为进行机会主义行为付出更高的边际成本，例如心理成本、外部制裁。因此，委托代理雙方只有相互遵守职业道德，建立稳固的信任关系，才能展开长久而稳定的合作，减少企业的代理成本，推动企业高质量发展。

综合而言，企业社会资本一方面通过稳固的关系网络来缓解企业的融资约束，为研发创新活动提供资金支持，推动企业高质量发展；另一方面通过有效的沟通交流降低企业的代理成本，优化企业的治理效率，推动企业高质量发展。由此，本文提出研究假设2和假设3。

H2：企业社会资本通过缓解融资约束推动企业高质量发展。

H3：企业社会资本通过降低代理成本推动企业高质量发展。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2011—2020年沪深A股上市公司作为研究样本，并剔除以下观测值：（1）金融保险类行业观测值；（2）数据缺失的观测值；（3）处于ST和*ST等异常交易状态的观测值，最终获得20 810个公司-年度观测值。相关数据主要来源于上市公司年报、CSMAR数据库。本文对连续变量在1%和99%的分位数上进行缩尾处理，以克服极端值对数据处理可能造成的不利影响。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业高质量发展（TFP_LP）

目前，文献中计算企业全要素生产率主要有OLS法、LP法、OP法、GMM法和FE法。其中，OLS法和FE法并未很好地解决传统C-D生产函数估计中存在的内生性问题，且涵盖的信息不够全面，这将影响全要素生产率的准确度；GMM法虽然可以解决内生性问题，但需要对样本进行大量的差分和滞后处理，且很难寻找合适的工具变量。因此，借鉴Levinsohn et al.[24]和鲁晓东等[25]的方法，参考Giannetti et al.[26]和赵健宇等[27]对上市公司计算TFP的指标选取，本文使用LP法测量企业的全要素生产率。

2.解释变量：企业社会资本（CSC）

已有文献多采用问卷调查的形式来衡量企业社会资本，本文利用企业财务报表及公开数据，在参考文献的基础上，从供应商、客户、政府、学术机构、金融机构、员工多个维度构建企业社会资本的测度指标体系，并使用熵值法对指标赋予权重[28]。

3.中介变量

本文借鉴Kaplan et al.[29]的思想，参考张跃龙等[30]和魏志华等[31]的方法，以KZ指数赋值融资约束。将代理成本分为第一类代理成本和第二类代理成本，分别使用资产周转率和资产占用程度来衡量。

4.控制变量

考虑到一些可能影响模型准确性的因素，以及模型可能存在的遗漏变量偏误，本文在模型中加入以下控制变量：企业规模（SIZE）、企业年龄（AGE）、企业业绩（ROA）、固定资产水平（PPE）、股权集中度（TOP1）和托宾Q值（Tobins Q）。

变量定义见表1。

（三）模型设定

验证H1的基准回归模型如下：

考虑到企业社会资本对企业的发展质量产生影响存在一定时滞，本文对模型中自变量进行滞后一期处理。其中，TFP_LPi，t+1表示公司i第t+1年的企业全要素生产率，该指标采用LP法计算得到，CSCi，t表示公司i第t年的企业社会资本指数。控制变量的定义将在后面部分详尽展示，模型中对控制变量滞后一期以减少内生性问题的干扰。模型中加入了行业、年份和地区固定效应。

为了验证H2和H3，本文采用逐步回归法，对融资约束（KZ）、代理成本（AC）的中介作用进行检验，回归模型1为第一步。第二步将模型1中的因变量换为中介变量KZ和AC，验证自变量与中介变量的关系。

第三步将中介变量加入模型1，得到模型3，若模型1和模型2中β1皆显著，且模型3中β1和β2均显著，即可说明中介变量在企业社会资本和企业高质量发展关系中的中介效应显著，即H2和H3成立。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2报告了主要研究变量的描述性统计结果。TFP_LP的最大值是7.32，最小值是4.44，标准差是0.50，说明我国上市公司的发展质量存在显著差异。CSC的最大值是0.19，最小值是0.02，标准差是0.04，说明不同企业得到外界资源和支持的程度存在较大差别。KZ的最大值是7.26，最小值是-5.50，标准差是2.38，说明不同企业的融资能力有显著的差别。TOP1的最大值为74.09，最小值是8.74，标准差为14.90，均值达到34.09，说明不同企业的股权集中度存在明显差异，而且普遍较高。

（二）基准回归

表3列（1）报告了企业社会资本对企业高质量发展影响的总体检验结果。回归结果表明，CSC与TFP_LP在1%的水平显著正相关。提升企业社会资本能够显著推动企业高质量发展，支持了H1。主要原因在于，企业社会资本能够通过缓解与利益相关者之间的信息不对等，获得更多社会资源，促进市场交易的顺利进行，提升企业竞争力。一方面，企业高管利用自身金融背景，有效缓解企业和银行之间的信息不对等，获取外部资金支持，缓解企业高质量发展过程中面临的融资约束；另一方面，社会资本水平高的企业，其代理关系是基于信任所建立的，管理层与股东都致力于帮助企业实现目标，符合企业初衷，双方共同努力推动企业高质量发展。综上所述，企业可以通过提升社会资本水平来缓解可能面临的资金和代理问题，进而提升生产效率，推动企业高质量发展。

（三）中介效应检验

本节采用逐步回归法检验企业社会资本对企业高质量发展的影响机制，分析检验企业社会资本能否通过缓解融资约束和降低企业代理成本推动企业高质量发展。本文通过构建KZ指数衡量融资约束，其中，KZ指数越大表明企业受到的融资约束越强。将KZ指数与CSC指数进行回归分析，结果如表3列（2）所示，CSC的系数在1%的显著性水平上为负值，验证了企业提升社会资本水平可以减轻企业的融资约束压力。

本文将代理成本分为第一类代理成本和第二类代理成本，從这两个角度分别考虑企业社会资本对企业高质量发展的作用机制。由于总资产周转率表示资产的使用效率，从运营角度反映了管理者和股东之间的管理防御，因此，用资产周转率（AC1）来度量第一类代理成本。表3列（3）中显示AC1与CSC之间相关关系并不显著，还需要运用Sobel法进一步对AC1的中介效应进行检验。第二类代理成本用企业资金占用程度AC2来衡量。结果如表3列（4）所示，AC2与CSC之间存在显著的负相关关系，说明社会资本水平高的企业对资金的占用程度更低。以上结果均证实了企业社会资本可以有效降低企业经营发展中的代理成本。

表3列（5）—列（7）中加入中介变量，检验其能否影响企业高质量发展。结果显示，融资约束和资金占用程度的系数均显著为负，而资金周转率的回归系数显著为正，可以解释为降低融资约束和资金占用程度、提升资金周转率，均可以显著地促使企业高质量发展。综上所述，实证研究结果证明H2和H3成立，即企业社会资本可以通过缓解融资约束、降低代理成本推动企业高质量发展。

表4报告了三个中介变量的Sobel检验结果，检验结果表明，Sobel检验和Goodman检验的Z值均显著，说明资产周转率在社会资本和高质量发展之间存在部分中介效应。

（四）异质性分析

面对不同性质的企业，企业社会资本的作用效果存在差异性。本文从规模、产权性质、市场化程度三方面研究不同情境下企业社会资本对企业高质量发展的意义，这些不同情景导致的结果差异性有助于从更多视角探寻企业社会资本的作用。

首先，本文以企业资产规模（Size）中位数为依据，将样本分为两组，从表5列（1）、列（2）中可以看到，对比企业社会资本的作用效果，小规模企业比大规模企业的作用效果更加显著。可能是因为小规模企业会将有限的资金优先配置给可以直接获利的项目，利益相关者在合作或投资时也更倾向于大规模企业。因此，小规模企业的融资问题更为明显，企业社会资本对其作用会更为显著[32]。

其次，不同产权性质的企业在运营管理模式、抗风险能力和融资能力等方面存在较大差异，这些条件均会影响企业的高质量发展[33]。从表5列（3）、列（4）可以看出，社会资本与民营企业全要素生产率在1%水平上显著正相关，而社会资本与国有企业全要素生产率之间关系并不显著。这是由于当企业社会资本大幅度扩张后，民营企业获得了更大的生产效率改善，人力资本得到充分发挥、融资约束得到缓解，对民营企业产生了更为直接和深远的影响。而国有企业相比较于民营企业来说，本身就具有易获得政府支持、融资便利、抗风险能力强等优势，因此，企业社会资本对其作用并不显著。

最后，由于我国目前处在经济转轨的关键时期，不同区域间的市场化发展水平不均衡，存在显著差异，因此，本文把样本以市场化指数（Market）年度中值为分界组，市场化指数来源于《中国分省份市场化指数报告（2018）》[34]。检验结果如表5列（5）、列（6）所示，企业社会资本与企业高质量发展的关系在市场化水平高的地区不显著，但在市场化水平低的地区呈显著正相关。这可能是因为市场化水平高的地区市场竞争机制完善，资源的流动较为便利，企业更容易获取所需资源，而市场化水平低的地区，企业较难获取丰富的资源，阻碍企业高质量发展。

五、稳健性检验

（一）替换核心变量

考虑到使用单一的核心变量度量方式所得出的结论可能存在一定偏差，在接下来的稳健性测试中，本文替换企业高质量发展的测量方法，对本文的研究结论进一步验证。具体的，本文参考了鲁晓东等[25]的研究，将代理变量（Proxy）替换为企业的投资（LnI），分别使用OP法以及ACF法替换LP法，计算得出的TFP再次进行模型1回归分析。表6列（1）—列（3）的结果显示，企业社会资本和企业高质量发展之间仍存在显著的正相关关系，再次验证了H1。

（二）制造业子样本回归

制造业是高技术产业化的载体和实现现代化的重要基石，也是国民经济的支柱产业，对资本市场的顺利运转起着举足轻重的作用。因此，本文选取制造业企业作为子样本，对其进行模型1的回归分析。结果如表6列（4）所示，制造业子样本中企业社会资本与企业高质量发展系数在5%的显著性水平呈正相关关系，说明在制造业中本文结论成立。

（三）控制行业-时间固定效应

尽管本文的模型考虑了时间因素与行业因素的双重作用，但是，还存在着很大的不确定性。因此，本文引入了时间和行业的交乘项，以降低这种变动可能会对研究带来的影响，使研究更加准确可靠。检验结果如表6列（5）、列（6）所示，本文的研究结论依然成立。

（四）工具变量回归

高质量发展的企业拥有充足的财力和信誉与利益相关者建立信任，从而提升社会资产水平，获取稀缺资源，提升自身的发展质量。而经营不善、质量乏力的企业缺乏资金来发展社会资本，获取所需资源[35]，从而企业社会资本水平与企业高质量发展间可能存在双向因果性，回归系数可能被高估。因此，本文选取同省同年龄组其他企业家的平均企业社会资本作为工具变量（CSC_mean），来避免“逆向因果问题”的干扰。同省同年龄组其他企业家的平均企业社会资本的相关性较高，且其他企业家的企业社会资本不会直接影响本企业的全要素生产率，符合弱相关要求。

使用工具變量法回归统计结果见表7。第一阶段结果显示，工具变量CSC_mean与企业社会资本存在显著的正相关关系，与理论预期一致。第二阶段结果表明，CSC的系数结果显著为正，与主回归分析结果相吻合。此外，Anderson LM检验显著拒绝原假设，说明模型不存在工具变量识别不足问题，所选工具变量与内生解释变量相关。Cragg-Donald Wald F统计量明显大于Stock-Yogo弱工具变量检验的临界值，说明模型不存在弱工具变量问题。以上结果表明，在剔除内生性因素后，企业社会资本仍能显著正向影响企业高质量发展，本文结论稳健。

六、结论与建议

（一）研究结论

随着经济增长方式由“粗放式增长”向“集约式增长”转变，“集约式增长”要以创新驱动发展为主，提高全要素生产率。经济发展主要靠企业高质量发展来实现，因此，企业全要素生产率的提升尤为重要。本文从非正式制度的角度，深入研究了企业社会资本对企业高质量发展的影响。基于2011—2020年A股上市公司的财务面板数据，本文研究发现：（1）企业社会资本能够显著推动企业高质量发展，具体表现为企业生产经营效率的提升。（2）通过使用中介效应模型和Sobel检验，证明企业社会资本可以通过缓解融资约束、降低代理成本两种途径推动企业高质量发展。（3）企业社会资本在较小规模、较低市场化水平地区，民营企业的作用效果更明显，更能有效推动企业高质量发展。

（二）对策建议

企业社会资本对企业制定长期发展战略具有重要的影响，关系网络的密度将直接影响企业的资源配置效率。由于关系网络复杂的特点，使企业能从社会的不同维度获取所需的各种资源，加以整合后推动企业高质量发展。本文对上市公司的企业社会资本和高质量发展指标分析后，提出如下建议：

1.从政府的角度，政府应推动精神文明建设活动以培育社会资本，健全诚信制度建设，强化诚信教育和监管，在全社会范围内塑造出和谐、共赢的合作氛围。同时，通过政策引导企业与政府合作，营造高效便捷的政务环境、公平透明的法治环境。政府做到信守承诺、规范公平，企业做到诚实守信、守法经营，双方携手建立互信的政商关系，共同推动企业向高质量发展的目标前进。

2.从企业的角度，高管个人社会资本的积累是影响企业社会资本的关键因素。因此，高管团队应积极维护与部门金融及学术领域的关系，帮助企业获得创新所必需的资金支持，降低企业与新技术之间的信息不对称，提升企业的创新能力。同时，企业应构建诚信的企业文化，加强各部门间的沟通协作，增强企业内部凝聚力，有助于企业长期战略的顺利部署与实现，从内部治理的角度推动企业高质量发展。

【参考文献】

［1］ 何凌云，祁晓凤.环境规制与绿色全要素生产率——来自中国工业企业的证据［J］.经济学动态，2022（6）：97-114.

［2］ 燕洪国，潘翠英.税收优惠、创新要素投入与企业全要素生产率［J］.经济与管理评论，2022，38（2）：85-97.

［3］ 刘少波，科技金融政策是否提升了企业全要素生产率？［J］.产经评论，2022，13（2）：117-132.

［4］ FIRAT D，CHENGHAO H，JUNYI L，et al.Local corruption，total factor productivity and firm heterogeneity：empirical evidence from Chinese manufacturing firms［J］.World Development，2022，151.

［5］ ERKEN H，DONSELAAR P，THURIK R.Total factor productivity and the role of entrepreneurship［J］.The Journal of Technology Transfer，2018，43：1493-1521.

［6］ 朱郭一鸣，尹俊.宗族文化与民营企业全要素生产率增长——基于社会资本的视角［J］.产业经济评论，2021（5）：79-98.

［7］ 边燕杰，丘海雄.企业的社会资本及其功效［J］.中国社会科学，2000（2）：87-99，207.

［8］ BOURDIEU P.Le capital social：notes provisoires［J］.Actes de la Recherche en Sciences Sociales，1980，3（1）：3-6.

［9］ COLEMAN J S.Social capital in the creation of human capital［J］.American  Journal of Sociology，1988，94（S1）：95-121.

［10］ BURT R S.Structural holes：the social structure of competition［M］.Cambridge：Harvard University Press，1992：14-32.

［11］ FUKUYAMA F.Social capital and the global economy［J］.Foreign Affairs，1995，74（5）：89-103.

［12］ PORTES A.Social capital：Its origins and applications in modern sociology［J］.Annual Review of Sociology，1998，24（1）：1-24.

［13］ NAHAPIET J，GHOSHAL S.Social capital，intellectual capital and the creation of value in firms［J］.Academy of Management Best Paper Proceedings，1997（1）：35-39.

［14］ 李钟石，赵勇哲，王雪.高管个人社会资本与企业绩效之间的关系实证分析［J］.技术经济，2021，40（5）：93-99.

［15］ 王希，陈言.民营企业家社会资本与企业社会责任——基于海外经历的调节效应分析［J］.山西财经大学学报，2022，44（11）：65-78.

［16］ 詹鹏辉，周奕嘉，李伟军.社会资本、进入壁垒与小微企业创新——来自中国小微企业调查（CMES）的经验证据［J］.产业经济评论，2022（4）：139-159.

［17］ 朱顺和，马宁.竞争能力、关系资本与企业绩效——基于中国房地产上市公司数据的实证研究［J］.会计之友，2021（5）：93-99.

［18］ KNACK S，KEEFER P.Does social capital have an economic payoff ？ A cross-country investigation［J］.The Quarterly Journal of Economics，1997，112（4）：1251-1288.

［19］ BOUBAKRI N，COSSET J C，SAFFAR W.The role of state and foreign owners in corporate risktaking：evidence from privatization［J］.Journal of Financial Economics，2013，108（3）：641-658.

［20］ 陈德萍，张文灵.企业社会资本与融资约束的实证分析［J］.统计与决策，2017（7）：186-188.

［21］ WU，W P.Dimensions of social capital and firm competitiveness improvement：the mediating role of information sharing［J］.Journal of Management Studies，2008，45（1）：122-146.

［22］ SPAGNOLO G.Social relations and cooperation in organizations［J］.Journal  of Economic Behavior&Organization，1999，38（1）：1-25.

［23］ QIU B Y，YU J L，ZHANG K.Trust and stock price synchronicity：evidence from China［J］.Journal of Business Ethics，2020，167，97-109.

［24］ LEVINSOHN J，PETRIN A.Estimating production functions using inputs to control for unobservables［J］.Review of Economic Studies，2003，70（2）：317-341.

［25］ 鲁晓东，连玉君.中國工业企业全要素生产率估计：1999—2007［J］.经济学（季刊），2012，11（2）：541-558.

［26］ GIANNETTI M，LIAO G M，YU X Y.The brain gain of corporate boards：evidence from China［J］.Journal of Finance，2015，4（70）：1629-1682.

［27］ 赵健宇，陆正飞.养老保险缴费比例会影响企业生产效率吗？［J］.经济研究，2018，53（10）：97-112.

［28］ 陈钰芬，金碧霞，任奕.企业社会责任对技术创新绩效的影响机制——基于社会资本的中介效应［J］.科研管理，2020，41（9）：87-98.

［29］ KAPLAN S N，ZINGALES L.Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？［J］.Quarterly Journal of Economics，1997，112，169-215.

［30］ 张跃龙，谭跃，夏芳.投资效率是被“债务融资”束缚了手脚吗？［J］.经济与管理研究，2011（2）：46-55.

［31］ 魏志华，曾爱民，李博.金融生态环境与企业融资约束——基于中国上市公司的实证研究［J］.会计研究，2014（5）：73-80，95.

［32］ 乔金杰，李思瑾，黄贤环.创业企业社会资本、融资约束与财务柔性［J］.会计之友，2022（21）：124-131.

［33］ 申烁，李雪松，党琳.营商环境与企业全要素生产率［J］.经济与管理研究，2021，42（6）：124-144.

［34］ 樊纲，王小鲁，马光荣.中国市场化进程对经济增长的贡献［J］.经济研究，2011，46（9）：4-16.

［35］ 林志帆，龙小宁.社会资本能否支撑中国民营企业高质量发展？［J］.管理世界，2021，37（10）：56-73.