社會信任、營商環境與企業創新
——基于世界銀行中國企業調查的經驗證據

趙紅軍 吳桐樂

一 引 言

創新是企業的核心競爭力，也是推動一國經濟增長的核心驅動力。自黨的十八大、十九大以來，全社會對創新的認識已經上升到戰略和全局高度。但現實中企業創新動力不足、創新效能不高仍是阻礙我國企業實現高質量發展的普遍痛點所在。阻礙企業創新的因素通常分為兩類：一是企業自身缺乏創新能力。這類企業大多處于全球價值鏈中低端，關鍵核心技術常常受制于人，企業自主創新能力薄弱(王曙光和王彬，2020)[1]。二是受外部環境影響，企業的生存環境日益惡化，創新活動難以有效開展。尤其是過去幾年來，全球貿易保護主義甚囂塵上，貿易摩擦不斷，發達國家針對中國的技術封鎖和制裁層層加碼，而新冠肺炎疫情對全球經濟的負面沖擊又火上澆油，我國企業創新面臨的阻力、壓力和困難不斷加大。本文認為，第一類問題的解決要從培養企業的創新能力入手，因而需要較長的時間；而解決第二類問題的關鍵是要構造一個有利于企業創新的社會環境。后一問題的解決能為第一類問題的解決創造良好的制度和社會環境。

更進一步來看，對企業創新活動造成較大影響的外部環境因素可以劃分為兩類：一類是企業經營活動中的非正式制度環境，主要是社會信任(1)目前學術界對信任一致認可的劃分是：信任可分為兩類，一類是個人化的信任，也被稱為特定性信任；另一類為社會信任，也被稱為一般性、普遍性信任。本文探討的重點是社會信任對企業創新的影響，故本文中社會信任環境具體指的是企業所在地區的社會信任程度，即一般性、普遍性信任。；第二類是作為各種正式制度總和的營商環境。在社會信任方面，已有研究表明信任促進了市場經濟的發展，但市場化卻可能抑制信任水平的提升(辛自強，2019)[2]。自黨的十八大以來，我國通過深化“放管服”改革來優化營商環境已取得顯著成效，根據世界銀行最新發布的《2020年營商環境報告》，在全球190個經濟體中，中國的營商環境排名已躍居到第31位，連續兩年被評為營商環境改善程度最高的十個經濟體之一，但細讀報告可以發現，我國在“注冊資產”和“獲得信貸”兩個一級指標上的改進情況卻并不理想(2)“注冊資產”指標反映企業獲得產權保護的程度；“獲得信貸”指標主要測評有關信貸的法律基礎，信用體系覆蓋的范圍、途徑和質量等。。基于以上事實，本文將這兩類影響因素同時納入企業創新的分析框架，探討作為正式制度的營商環境和作為非正式制度的社會信任如何相互作用，并對企業創新產生影響，這將為進一步培育和優化創新的市場環境及社會氛圍，進而推動企業創新提供一個基于大范圍調研的理論和經驗支持。

目前有關社會信任與營商環境對企業創新影響的研究，大多從單一視角出發，普遍缺乏針對社會信任與營商環境相互作用對企業創新影響的研究。如張秀娥等(2012)[3]、曾宇容和楊靜(2013)[4]、凌鴻程和孫怡龍(2019)[5]、顧雷雷和王鴻宇(2020)[6]等分別發現社會信任通過促進企業內部知識共享與信息傳遞，提高社會主體的互動強度與質量以及緩解企業融資約束來促進企業創新。王永貴和劉菲(2019)[7]認為由于顧客導向和需求的不確定性，社會信任對企業創新的影響并非是線性的促進作用，而是呈倒U型關系。夏后學等(2019)[8]、龔廣祥(2020)[9]、龔興軍(2019)[10]、陳穎等(2019)[11]認為，通過優化當地的營商環境可以減少尋租對企業行為的影響，削弱非正規部門的灰色競爭，提高企業的研發投入，進而有利于企業創新。而新制度經濟學中有關非正式制度與正式制度間關系的探討(North,1991[12];陸銘和李爽,2008[13])也表明，在構建有利于企業創新的社會環境時，通常不能忽視社會信任與營商環境相互作用對企業創新的影響。

為彌補上述文獻的不足，本文結合新制度經濟學與社會資本理論，研究以下兩個關鍵問題：(1)在社會信任構建和發展過程中，信任與企業創新之間是否存在所謂的“雙刃劍”效應？如果存在，其作用機理是什么？(2)營商環境作為一種正式制度是否會對社會信任與企業創新之間的關系產生調節作用？其細分指標如政法環境、市場環境、設施環境和稅制環境是否會對這一關系產生類似影響？為系統地回答這些問題，本文首先詳細分析社會信任形成過程中的不同階段，社會信任對企業創新影響的理論機制，以及營商環境對這一關系的調節方式。在此基礎上，基于世界銀行對中國企業調查的經驗數據進行實證檢驗，結果顯示：社會信任與企業創新呈U型關系，且營商環境的優化可以弱化這種U型關系，這意味著營商環境與社會信任對企業創新的影響具有一定的替代關系。

相對于現有文獻，本文的貢獻主要體現在以下兩個方面：(1)從理論上探討社會信任對企業創新產生U型影響的原因，通過實證研究分析不同程度社會信任對企業創新的影響，有助于更全面地了解社會信任在企業創新中的價值創造機理。(2)將營商環境這一正式制度與社會信任這一非正式制度納入同一分析框架，探討了營商環境對社會信任與企業創新關系的影響機制，這為未來如何有針對性地改善營商環境，提升社會信任水平，營造出更加有利于企業創新的外部環境提供了有益的政策啟示。本文余下部分的安排為：第二部分是理論分析與研究假設；第三部分是模型設定、變量選擇及數據來源；第四部分是實證結果分析、內生性、異質性與穩健性檢驗；第五部分是結論與政策啟示。

二 理論分析與研究假設

根據Ruttan(1994)[14]對制度的劃分，本文將社會信任理解為非正式制度，因為它是社會主體在長期交往中自發形成、無意識接受的行為方式，如價值觀、道德觀、習俗文化等。而將營商環境理解為正式制度，指有意識創造、具有明確的形式，并以強制力保證實施的某種行為約束，如法律、契約、政策等。在此基礎上，本文進一步探討社會信任、營商環境與企業創新之間的關系。

(一)社會信任與企業創新

企業創新是一項高度不確定性的行為，且該行為通常會產生出對勞動協作的客觀需要。因此，對企業創新而言社會信任尤為必要。但社會信任作為一種非正式制度，往往具有適應性和動態性特征(Bachmann和Zaheer,2013)[15]，所以，社會信任對企業創新的影響并不是一成不變的，而可能表現為非線性的影響。

具體來看，在社會信任的初期構建與形成階段，隨著社會信任度的增加，它可能會對企業創新行為產生抑制作用。原因是初始社會信任的建立，往往取決于一方對另一方可信度的預判，可理解為嘗試性信任階段(王濤和顧新,2010)[16]。現有研究發現，在信任形成的初始階段，人類的生存和自我保護這種驅動力往往發揮著主要作用,而在群體中塑造忠誠可靠形象這種驅動力則位于次要地位(Lindenberg et al.,2003)[17]。除此之外，信任關系的初期構建往往還需要投入較長時間來相互了解和接觸，因此，社會信任初期階段的人際關系構建成本往往是比較高的(Qian和Xu,1998)[18]，這會造成企業資源的過度分散，降低企業的創新資源投入進而不利于企業創新。

但在社會信任形成的成熟階段，信任的發展可能有利于企業創新。原因是在高度信任的環境中，首先，企業整體的商業信用將大幅提高，能夠以更低的成本從金融機構獲得債務融資(錢先航和曹春方,2013)[19]。其次，當社會信任足夠高時意味著企業失信成本大幅增加，信任主體的行為選擇將更多地受到在群體中塑造忠誠可靠形象這種驅動力的影響(Lindenberg et al.,2003)[17]。當潛在機會主義行為或利己行為被信任所取代時，企業無需再擔心其核心專有資產被合作伙伴搶走的風險(Kale et al.,2000)[20]，組織間學習的透明度與主動性增加，進而能促進知識與技術的傳播(Lane et al.，2011)[21]，有利于提高企業的創新能力。最后，當信任達到成熟階段時，社會信任可以在社會網絡中發生轉移和擴散，促使網絡成員間迅速達成某種程度的信任(王濤和顧新,2010)[16]，這將大大減少談判成本并促成合作行為(Nahapiet和Ghoshal,1998)[22]。基于以上分析，本文提出假設H1。

H1:在社會信任形成的初始階段，信任的構建成本以及對機會主義行為的防范成本等會降低企業的創新資源投入，進而抑制企業創新；但在社會信任形成的成熟階段，失信成本的增加和交易成本的降低會使企業將更多的資源投入到創新活動中，并對企業創新產生促進作用，即社會信任對企業創新行為存在U型影響。

(二)營商環境對社會信任與企業創新的調節作用

目前新制度經濟學中有關正式制度與非正式制度間關系的研究共識是：非正式制度是正式制度的先導，在社會的形成與發展中兩者互為補充替代關系。如張維迎和柯榮住(2002)[23]認為當社會處于低信任度時，往往需要強有力的中央集權政府來維持社會秩序；相反，當社會處于高信任度時，政府力量的作用就變得沒有那么重要，而社會資本就顯得非常重要。基于此，本文認為作為正式制度的營商環境對社會信任與企業創新的關系也表現為類似的替代調節作用。

具體表現為，營商環境優化可以弱化社會信任度不足對企業創新行為的抑制作用。從政法環境來看，公平完善的法律環境有利于產權保護、契約履行，約束由于信任度不足所導致的機會主義行為，從而減少交易成本；穩定的政治環境有利于提高企業對市場的信心，增加交易的頻度。從市場環境來看，融資制度優化可以緩解企業的融資約束(龔廣祥,2020)[9]，“放管服”改革可以有效消除尋租行為的發生(夏后學等,2019)[8]，良性的市場競爭也可以促進企業創新(陽丹,2020)[24]。從設施環境來看，完善的設施環境有利于提高企業交易頻度(張維迎和柯榮住,2002)[23],降低交易成本，促進人力資本、信息技術及知識的傳播(郭進和白俊紅,2019[25]；王金杰等,2018[26])，從而提高企業創新績效。從稅制環境來看，一個較低的稅費負擔有利于企業良性發展，也是促進企業創新的最有利條件(李林木和汪沖,2017)[27]。除此之外，政府出臺的研發費用抵扣政策也從直接和間接兩個方面共同促進企業技術創新(李翠芝和林洲鈺,2013)[28]。

但是，當社會處于高度信任狀態時，政府力量的作用下降，社會資本將顯得非常重要。除此之外，考慮到創建正式制度并保證其有效實施需要耗費一定成本，因此，當社會信任程度較高時，營商環境優化對企業創新的促進作用將會減弱，即優化營商環境弱化了高社會信任度對企業創新行為的促進作用。基于以上分析，本文提出假設H2。

H2:在社會信任度較低時，營商環境優化通過減少機會主義行為的發生，提高企業對市場的信心，降低交易成本，削弱社會信任度不足而對企業創新產生抑制作用；在社會信任度很高時，優化營商環境耗費的制度成本將得不償失，這會削弱高社會信任度對企業創新行為的促進作用。即改善營商環境弱化了社會信任與企業創新的U型關系，營商環境與社會信任之間互為替代關系。

三 數據、變量與模型

(一)模型設定

根據研究目的和數據特征，本文選用二值選擇(Logit)模型的層次回歸法來進行實證分析。在交互項設定方面，為防止出現多重共線性，參考Aiken和West(1991)[29]的做法，對解釋變量與調節變量進行中心化處理。最終簡化回歸方程如下所示：

Innoij=β10+β11·Trui+β12·Trui2+β13·X+μi+λj+εij

(1)

Innoij=β20+β21·Trui+β22·Trui2+β23·M+β24·X+μi+λj+εij

(2)

Innoij=β30+β31·Trui+β32·Trui2+β33·M+β34·Trui·M+β35·Trui2·M+β36·X+μi+λj+εij

(3)

其中，被解釋變量Innoij表示i城市j企業是否推出新產品或新服務，是衡量企業創新的變量，解釋變量Trui為i城市的社會信任，M為調節變量，包括代表營商環境的總指標(busev)，以及營商環境的四個細分指標，即政法環境(pol)、市場環境(fact)、設施環境(infra)和稅制環境(tax)。X為控制變量組，μi和λj分別表示城市與行業固定效應，εij為隨機擾動項。模型(1)為基準回歸模型，目的是檢驗社會信任與企業創新之間的非線性關系。模型(2)在模型(1)的基礎上加入了調節變量M。模型(3)進一步加入調節變量與社會信任變量的交互項，用來檢驗調節效應。

(二)變量選取及指標構建

被解釋變量：企業創新(Inno)。參考夏后學等(2019)[8]的方法，采用“過去3年里(2009—2011)，企業是否推出或和他人一起推出新產品或新服務”來定義。若“是”，取值為1，“否”則取值為0，數據來源于世界銀行中國企業問卷調查中“創新與技術”部分。

解釋變量：社會信任(Tru)。采用以下兩種方式進行度量：首先參考申丹琳(2019)[30]的研究，使用中國企業家調查系統(CESS)在2000年對全國各地區社會信任環境所進行的問卷調查數據，計算每一地區的社會信任指數，指數值越大信任水平越高。為保證實證結果的可靠性，本文進一步參考孫澤宇和齊保壘(2020)[31]的研究，采用中國管理科學研究院2012年發布的《中國城市商業信用環境指數藍皮書》(CEI)中各地區信用環境指數得分作為社會信任的替代變量進行穩健性檢驗，得分越高表示該地區社會信任狀況越好。

調節變量：營商環境。使用兩種方法度量：一是綜合營商環境指標(busev)，根據調查問卷中針對營商環境設計的17個問題(詳見表1)的得分情況(3)問卷中編碼為h7a的有關法院系統是否公平公正的問題，評分特殊，本文在使用前做了相應處理，使該問題評分與其他16項保持一致。,參考董志強等(2012)[32]的做法，計算出城市層面的營商環境指數，數值越大表示城市的營商環境越好；二是細分營商環境指標，考慮到樣本中包含了17項主觀評分，為避免共線性問題，參考張會清(2017)[33]的做法，采用主成分法對指標進行分類，構建4個細分指標，包括政法環境(pol)、市場環境(fact)、設施環境(infra)和稅制環境(tax)，各細分指標具體包含的二級指標如表1所示。

表1 營商環境指標構成

控制變量：(1)企業存續年限(age)，用調查截止時間2011年減去企業的成立時間衡量，剔除成立不超過一年的企業，并取對數。(2)企業規模(scale),用企業員工總數的對數進行衡量。(3)企業性質(soe)，根據控股比例將國家或政府持股比例超過50%的企業定義為國有企業，取值為1，否則取值為0。(4)企業出口與否(export),若企業直接出口額或間接出口額不為0，則認為企業存在出口行為，取值為1；若企業產品或服務的銷售地僅限于國內，則認為企業不存在出口行為，取值為0。(5)管理經驗(CEO)，用高級經理人從業時長的對數值表示。(6)企業員工教育水平(edu)，用企業員工平均受教育年限的對數值衡量。(7)企業技術許可(tech)，參考Tsai和Wang(2007)[34]的做法，以是否獲得外資企業的技術授權來衡量，若獲得授權，取值為1，否則為0。(8)企業銷售總額(sale)，用2011年企業銷售總額對數值衡量。(9)城市經濟發展水平(lpgdp)，用城市人均GDP對數值表示。(10)城市科學教育支出(kxjy)，用城市當年科學教育支出總和除以該城市的GDP表示。除此之外本文還引入了城市與行業的虛擬變量，以控制它們對企業創新的影響。

(三)數據來源

本文營商環境數據來自世界銀行針對中國企業營商環境開展的題為“China-Enterprise Survey 2012”的問卷調查和現場訪談數據。社會信任數據來自中國企業家調查系統(CESS)2000年對全國各地區社會信任環境所進行的問卷調查數據，及中國管理科學研究院2012年發布的《中國城市商業信用環境指數藍皮書》(CEI)，其它數據來自《中國城市統計年鑒》。

實證分析所涉及到變量的描述性統計如表2所示。

表2 變量描述性統計

(續上表)

四 實證結果分析

(一)基準回歸

表3為基于Logit模型對方程(1)的檢驗結果，即社會信任對企業創新的影響。作為對照，同時還匯報了OLS估計結果。其中，列(1)、列(3)只納入社會信任變量，列(2)、列(4)則同時納入所有控制變量。

表3 基準回歸結果

(續上表)

由結果可見，無論是二值Logit模型還是OLS結果都表明，社會信任一次項對創新的影響為負，二次項對創新的影響為正，且均在1%的水平上顯著，是否加入控制變量對該結果并沒有顯著影響。這驗證了前文提出的假設H1，社會信任對企業創新行為存在U型影響。Lind和Mehlum (2010)[35]指出，僅僅根據系數的符號和顯著性來判斷變量間存在非線性關系的結果可能并不可靠，故本文進一步使用Lind和Mehlum (2010)[35]編寫的Utest命令對這一非線性關系進行檢驗。Utest檢驗結果顯示t=7.84,p=0.000，極值點為3.968，在變量的取值范圍內。故拒絕原假設，說明社會信任對企業創新具有U型影響這一結論具有一定的穩健性。

在控制變量方面，企業性質對創新的影響顯著為負，說明國有企業性質不利于企業創新。而出口行為、銷售額、技術許可對企業創新的影響顯著為正，這些結果與現有文獻的發現一致。其他變量由于不具有統計意義上的顯著性，故不再進行深入探討。

(二)層次回歸與調節效應

上述回歸結果僅考慮了社會信任這一非正式制度對企業創新行為的影響，未將營商環境這一正式制度納入分析框架。接下來，基于層次回歸法對方程(2)和方程(3)進行檢驗，進而匯報營商環境作為調節變量對社會信任與企業創新行為關系的影響。結果如表4所示，其中列(1)為只加入調節變量的基礎回歸，列(2)是檢驗營商環境總指標的調節效應回歸，列(3)—列(6)為營商環境分項指標的調節效應回歸(4)本文對表4內容進行了補充回歸，整理了單獨加入營商環境綜合指數作為控制變量的結果，可以發現變量符號與顯著性均未發生改變。受限于篇幅，結果省略，作者備索。。

表4 層次回歸分析結果

(續上表)

由表4結果可見，列(1)—列(6)中社會信任一次項、二次項的回歸結果與表3基準回歸結果完全一致，仍在1%的水平上顯著，再一次驗證了社會信任與企業創新的U型關系；營商環境綜合指標對企業創新的影響顯著為負。這可以用李蕊和沈坤榮(2014)[36]得出的發展中國家知識產權保護與經濟發展水平呈U型關系的結論來解釋。導致這一負向結果可能的原因是，本文樣本調研期處于營商環境改善初期，營商環境暫不完善，相關制度及法律法規對創新的保護和支持力度不夠；除此之外，現階段我國仍處于轉型進程中，大多數企業的創新屬于低成本的模仿創新，有能力進行自主創新的企業較少。因此，在營商環境改善初期，對創新及知識產權的保護力度加大，會使大多數企業的生產成本增加，從而使企業創新產出減少，呈現出營商環境不利于企業創新的現象。

從交互項來看，列(2)—列(6)結果顯示，營商環境及其分項指標與社會信任的一階交互項系數顯著為正，二階交互項系數顯著為負，且除市場環境對應系數不顯著外，其余營商環境分指標都在1%的水平上顯著。表明營商環境對社會信任與企業創新的關系具有負向調節效應，即優化營商環境會弱化社會信任與企業創新的U型關系，營商環境與社會信任之間存在一定替代關系，假設H2得到驗證。以上回歸結果說明，當社會信任度較低時，營商環境優化有利于削弱社會信任缺失導致的機會主義風險，為企業創新營造良好的制度環境；當社會信任度超過某一閾值并達到高度信任時，自發性的社會交往將變得發達，過多強調正式制度的作用將對自發的社會交往產生一定阻礙。該結論為如何更好地處理政府與市場的關系，促使營商環境與社會信任共同推動企業創新提供了一定的理論參考。

(三)內生性檢驗

盡管上述分析中控制了企業特征、行業和城市固定效應，但由于反向因果及問卷設計可能帶來的遺漏變量、測量誤差等，因此，內生性問題值得重視。借鑒Petrin和Train(2010)[37]的研究，采用控制函數法(Control Function Approach)來解決內生性問題。參考凌鴻程和孫怡龍(2019)[5]的做法，使用2011年各地區的無償獻血率(地區獻血人次與常住人口比值)作為社會信任的工具變量。原因是無償獻血行為對個人不會產生直接經濟效益也不是法律強制性要求，因此很難對企業創新行為產生影響；另外，無償獻血行為本身可以看作是社會成員相互信任的產物，而已有研究表明地區人均獻血次數越多，社會信任水平就越高(Guiso et al., 2004)[38]。工具變量對社會信任變量的回歸結果顯示，無償獻血率滿足工具變量相關性和外生性條件，接下來對回歸結果中社會信任的殘差進行分析，由此形成控制函數依次進入方程(3)來解決潛在的內生性問題，結果如表5所示。

表5 內生性檢驗

(續上表)

結果顯示，在回歸方程中加入控制函數后，社會信任對企業創新的U型影響保持穩定。除了市場環境與社會信任的交互項由層次回歸中的不顯著變為顯著外，營商環境及其它細分指標與社會信任的交互項系數符號和顯著性均未發生改變，說明本文結論具有一定的穩健性。

(四)異質性分析

為進一步驗證社會信任對企業創新的影響以及營商環境在其中的調節作用，進一步將營商環境按照均值劃分為高、低兩組進行分組回歸，結果如表6所示。

表6 異質性檢驗

結果顯示，在營商環境綜合指標與各細分指標分別處于高、低兩種水平時，社會信任平方項的系數均為正，即社會信任對企業創新的影響表現為U型；且在高水平營商環境下，社會信任平方項系數的絕對值變小，即社會信任對企業創新的U型影響在減弱，這與前文各項檢驗結論一致，該結果為假設H1、H2的成立提供了進一步支持。

(五)穩健性檢驗

本文采取以下方法進行穩健性檢驗，首先使用中國管理科學研究院發布的《中國城市商業信用環境指數藍皮書2012》(CEI)中各地區信用環境指數得分作為社會信任的替代變量。結果如表7所示，更換社會信任衡量指標后，社會信任對企業創新的U型效應依然顯著，且營商環境及其細分指標作為調節變量與社會信任的交互項對企業創新的影響保持不變，與上文結論基本一致。

表7 穩健性檢驗

(續上表)

其次，作為對照，本文進一步對前文的層次回歸用Probit模型進行穩健性檢驗。結果如表8所示，回歸結果除系數大小變化外，符號和顯著性均與前文結果保持一致。

表8 Probit穩健性檢驗

(續上表)

最后，由于前文將控制變量企業性質(soe)處理為虛擬變量，為防止數據信息遺漏，此處將國家或政府控股的具體數據代入回歸方程。結果如表9所示，關鍵變量的符號和顯著性均與前文結果一致，且企業性質這一控制變量的符號和顯著性也未發生變化，從而為本文結論的穩健性提供了支持。

表9 替換控制變量

(續上表)

五 結論與啟示

本文利用世界銀行2012年對中國企業營商環境的調查數據，結合理論分析與實證檢驗方法，考察社會信任對企業創新行為的影響，以及營商環境對該影響的調節作用。結果表明：社會信任對企業創新行為的影響呈U型；優化營商環境削弱了社會信任對企業創新的U型影響，即當社會信任水平較低時，優化營商環境可以彌補非正式制度的不足，對企業創新產生激勵作用，但當社會信任水平較高時，營商環境優化對企業創新的促進作用減弱，驗證了正式制度與非正式制度間的替代作用。

以上結論的政策含義是：當前中國正處于轉型關鍵期，一方面社會整體的信任程度不足，且隨著我國市場化進程的推進，社會信任可能面臨進一步衰退的風險，優化營商環境有利于彌補社會信任不足對企業創新帶來的不利影響，為大力提升營商環境提供了經驗依據；另一方面，社會信任與企業創新的非線性關系表明，高水平的社會信任對提高企業創新活力產生了顯著正向作用，為我國社會信任環境建設及完善社會信用體系提供了經驗依據。除此之外，對營商環境調節作用的分析說明，在重視營商環境建設、加強正式制度規范的同時，也要關注非正式制度對經濟活動的作用。重視對社會信任這一非正式制度的引導與培育，關注正式制度與非正式制度之間的替代作用，用好這兩把利劍，將對調動企業創新積極性、提高企業生產創新能力產生顯著積極作用。

本研究的不足之處在于，現有的營商環境、社會信任評價指標體系尚未統一，相關微觀數據更新具有一定的滯后性，這也是目前制度研究所面臨的困境之一。