社会信任、营商环境与企业创新——基于世界银行中国企业调查的经验证据

赵红军 吴桐乐

一 引 言

创新是企业的核心竞争力，也是推动一国经济增长的核心驱动力。自党的十八大、十九大以来，全社会对创新的认识已经上升到战略和全局高度。但现实中企业创新动力不足、创新效能不高仍是阻碍我国企业实现高质量发展的普遍痛点所在。阻碍企业创新的因素通常分为两类：一是企业自身缺乏创新能力。这类企业大多处于全球价值链中低端，关键核心技术常常受制于人，企业自主创新能力薄弱(王曙光和王彬，2020)[1]。二是受外部环境影响，企业的生存环境日益恶化，创新活动难以有效开展。尤其是过去几年来，全球贸易保护主义甚嚣尘上，贸易摩擦不断，发达国家针对中国的技术封锁和制裁层层加码，而新冠肺炎疫情对全球经济的负面冲击又火上浇油，我国企业创新面临的阻力、压力和困难不断加大。本文认为，第一类问题的解决要从培养企业的创新能力入手，因而需要较长的时间；而解决第二类问题的关键是要构造一个有利于企业创新的社会环境。后一问题的解决能为第一类问题的解决创造良好的制度和社会环境。

更进一步来看，对企业创新活动造成较大影响的外部环境因素可以划分为两类：一类是企业经营活动中的非正式制度环境，主要是社会信任(1)目前学术界对信任一致认可的划分是：信任可分为两类，一类是个人化的信任，也被称为特定性信任；另一类为社会信任，也被称为一般性、普遍性信任。本文探讨的重点是社会信任对企业创新的影响，故本文中社会信任环境具体指的是企业所在地区的社会信任程度，即一般性、普遍性信任。；第二类是作为各种正式制度总和的营商环境。在社会信任方面，已有研究表明信任促进了市场经济的发展，但市场化却可能抑制信任水平的提升(辛自强，2019)[2]。自党的十八大以来，我国通过深化“放管服”改革来优化营商环境已取得显著成效，根据世界银行最新发布的《2020年营商环境报告》，在全球190个经济体中，中国的营商环境排名已跃居到第31位，连续两年被评为营商环境改善程度最高的十个经济体之一，但细读报告可以发现，我国在“注册资产”和“获得信贷”两个一级指标上的改进情况却并不理想(2)“注册资产”指标反映企业获得产权保护的程度；“获得信贷”指标主要测评有关信贷的法律基础，信用体系覆盖的范围、途径和质量等。。基于以上事实，本文将这两类影响因素同时纳入企业创新的分析框架，探讨作为正式制度的营商环境和作为非正式制度的社会信任如何相互作用，并对企业创新产生影响，这将为进一步培育和优化创新的市场环境及社会氛围，进而推动企业创新提供一个基于大范围调研的理论和经验支持。

目前有关社会信任与营商环境对企业创新影响的研究，大多从单一视角出发，普遍缺乏针对社会信任与营商环境相互作用对企业创新影响的研究。如张秀娥等(2012)[3]、曾宇容和杨静(2013)[4]、凌鸿程和孙怡龙(2019)[5]、顾雷雷和王鸿宇(2020)[6]等分别发现社会信任通过促进企业内部知识共享与信息传递，提高社会主体的互动强度与质量以及缓解企业融资约束来促进企业创新。王永贵和刘菲(2019)[7]认为由于顾客导向和需求的不确定性，社会信任对企业创新的影响并非是线性的促进作用，而是呈倒U型关系。夏后学等(2019)[8]、龚广祥(2020)[9]、龚兴军(2019)[10]、陈颖等(2019)[11]认为，通过优化当地的营商环境可以减少寻租对企业行为的影响，削弱非正规部门的灰色竞争，提高企业的研发投入，进而有利于企业创新。而新制度经济学中有关非正式制度与正式制度间关系的探讨(North,1991[12];陆铭和李爽,2008[13])也表明，在构建有利于企业创新的社会环境时，通常不能忽视社会信任与营商环境相互作用对企业创新的影响。

为弥补上述文献的不足，本文结合新制度经济学与社会资本理论，研究以下两个关键问题：(1)在社会信任构建和发展过程中，信任与企业创新之间是否存在所谓的“双刃剑”效应？如果存在，其作用机理是什么？(2)营商环境作为一种正式制度是否会对社会信任与企业创新之间的关系产生调节作用？其细分指标如政法环境、市场环境、设施环境和税制环境是否会对这一关系产生类似影响？为系统地回答这些问题，本文首先详细分析社会信任形成过程中的不同阶段，社会信任对企业创新影响的理论机制，以及营商环境对这一关系的调节方式。在此基础上，基于世界银行对中国企业调查的经验数据进行实证检验，结果显示：社会信任与企业创新呈U型关系，且营商环境的优化可以弱化这种U型关系，这意味着营商环境与社会信任对企业创新的影响具有一定的替代关系。

相对于现有文献，本文的贡献主要体现在以下两个方面：(1)从理论上探讨社会信任对企业创新产生U型影响的原因，通过实证研究分析不同程度社会信任对企业创新的影响，有助于更全面地了解社会信任在企业创新中的价值创造机理。(2)将营商环境这一正式制度与社会信任这一非正式制度纳入同一分析框架，探讨了营商环境对社会信任与企业创新关系的影响机制，这为未来如何有针对性地改善营商环境，提升社会信任水平，营造出更加有利于企业创新的外部环境提供了有益的政策启示。本文余下部分的安排为：第二部分是理论分析与研究假设；第三部分是模型设定、变量选择及数据来源；第四部分是实证结果分析、内生性、异质性与稳健性检验；第五部分是结论与政策启示。

二 理论分析与研究假设

根据Ruttan(1994)[14]对制度的划分，本文将社会信任理解为非正式制度，因为它是社会主体在长期交往中自发形成、无意识接受的行为方式，如价值观、道德观、习俗文化等。而将营商环境理解为正式制度，指有意识创造、具有明确的形式，并以强制力保证实施的某种行为约束，如法律、契约、政策等。在此基础上，本文进一步探讨社会信任、营商环境与企业创新之间的关系。

(一)社会信任与企业创新

企业创新是一项高度不确定性的行为，且该行为通常会产生出对劳动协作的客观需要。因此，对企业创新而言社会信任尤为必要。但社会信任作为一种非正式制度，往往具有适应性和动态性特征(Bachmann和Zaheer,2013)[15]，所以，社会信任对企业创新的影响并不是一成不变的，而可能表现为非线性的影响。

具体来看，在社会信任的初期构建与形成阶段，随着社会信任度的增加，它可能会对企业创新行为产生抑制作用。原因是初始社会信任的建立，往往取决于一方对另一方可信度的预判，可理解为尝试性信任阶段(王涛和顾新,2010)[16]。现有研究发现，在信任形成的初始阶段，人类的生存和自我保护这种驱动力往往发挥着主要作用,而在群体中塑造忠诚可靠形象这种驱动力则位于次要地位(Lindenberg et al.,2003)[17]。除此之外，信任关系的初期构建往往还需要投入较长时间来相互了解和接触，因此，社会信任初期阶段的人际关系构建成本往往是比较高的(Qian和Xu,1998)[18]，这会造成企业资源的过度分散，降低企业的创新资源投入进而不利于企业创新。

但在社会信任形成的成熟阶段，信任的发展可能有利于企业创新。原因是在高度信任的环境中，首先，企业整体的商业信用将大幅提高，能够以更低的成本从金融机构获得债务融资(钱先航和曹春方,2013)[19]。其次，当社会信任足够高时意味着企业失信成本大幅增加，信任主体的行为选择将更多地受到在群体中塑造忠诚可靠形象这种驱动力的影响(Lindenberg et al.,2003)[17]。当潜在机会主义行为或利己行为被信任所取代时，企业无需再担心其核心专有资产被合作伙伴抢走的风险(Kale et al.,2000)[20]，组织间学习的透明度与主动性增加，进而能促进知识与技术的传播(Lane et al.，2011)[21]，有利于提高企业的创新能力。最后，当信任达到成熟阶段时，社会信任可以在社会网络中发生转移和扩散，促使网络成员间迅速达成某种程度的信任(王涛和顾新,2010)[16]，这将大大减少谈判成本并促成合作行为(Nahapiet和Ghoshal,1998)[22]。基于以上分析，本文提出假设H1。

H1:在社会信任形成的初始阶段，信任的构建成本以及对机会主义行为的防范成本等会降低企业的创新资源投入，进而抑制企业创新；但在社会信任形成的成熟阶段，失信成本的增加和交易成本的降低会使企业将更多的资源投入到创新活动中，并对企业创新产生促进作用，即社会信任对企业创新行为存在U型影响。

(二)营商环境对社会信任与企业创新的调节作用

目前新制度经济学中有关正式制度与非正式制度间关系的研究共识是：非正式制度是正式制度的先导，在社会的形成与发展中两者互为补充替代关系。如张维迎和柯荣住(2002)[23]认为当社会处于低信任度时，往往需要强有力的中央集权政府来维持社会秩序；相反，当社会处于高信任度时，政府力量的作用就变得没有那么重要，而社会资本就显得非常重要。基于此，本文认为作为正式制度的营商环境对社会信任与企业创新的关系也表现为类似的替代调节作用。

具体表现为，营商环境优化可以弱化社会信任度不足对企业创新行为的抑制作用。从政法环境来看，公平完善的法律环境有利于产权保护、契约履行，约束由于信任度不足所导致的机会主义行为，从而减少交易成本；稳定的政治环境有利于提高企业对市场的信心，增加交易的频度。从市场环境来看，融资制度优化可以缓解企业的融资约束(龚广祥,2020)[9]，“放管服”改革可以有效消除寻租行为的发生(夏后学等,2019)[8]，良性的市场竞争也可以促进企业创新(阳丹,2020)[24]。从设施环境来看，完善的设施环境有利于提高企业交易频度(张维迎和柯荣住,2002)[23],降低交易成本，促进人力资本、信息技术及知识的传播(郭进和白俊红,2019[25]；王金杰等,2018[26])，从而提高企业创新绩效。从税制环境来看，一个较低的税费负担有利于企业良性发展，也是促进企业创新的最有利条件(李林木和汪冲,2017)[27]。除此之外，政府出台的研发费用抵扣政策也从直接和间接两个方面共同促进企业技术创新(李翠芝和林洲钰,2013)[28]。

但是，当社会处于高度信任状态时，政府力量的作用下降，社会资本将显得非常重要。除此之外，考虑到创建正式制度并保证其有效实施需要耗费一定成本，因此，当社会信任程度较高时，营商环境优化对企业创新的促进作用将会减弱，即优化营商环境弱化了高社会信任度对企业创新行为的促进作用。基于以上分析，本文提出假设H2。

H2:在社会信任度较低时，营商环境优化通过减少机会主义行为的发生，提高企业对市场的信心，降低交易成本，削弱社会信任度不足而对企业创新产生抑制作用；在社会信任度很高时，优化营商环境耗费的制度成本将得不偿失，这会削弱高社会信任度对企业创新行为的促进作用。即改善营商环境弱化了社会信任与企业创新的U型关系，营商环境与社会信任之间互为替代关系。

三 数据、变量与模型

(一)模型设定

根据研究目的和数据特征，本文选用二值选择(Logit)模型的层次回归法来进行实证分析。在交互项设定方面，为防止出现多重共线性，参考Aiken和West(1991)[29]的做法，对解释变量与调节变量进行中心化处理。最终简化回归方程如下所示：

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，被解释变量Innoij表示i城市j企业是否推出新产品或新服务，是衡量企业创新的变量，解释变量Trui为i城市的社会信任，M为调节变量，包括代表营商环境的总指标(busev)，以及营商环境的四个细分指标，即政法环境(pol)、市场环境(fact)、设施环境(infra)和税制环境(tax)。X为控制变量组，μi和λj分别表示城市与行业固定效应，εij为随机扰动项。模型(1)为基准回归模型，目的是检验社会信任与企业创新之间的非线性关系。模型(2)在模型(1)的基础上加入了调节变量M。模型(3)进一步加入调节变量与社会信任变量的交互项，用来检验调节效应。

(二)变量选取及指标构建

被解释变量：企业创新(Inno)。参考夏后学等(2019)[8]的方法，采用“过去3年里(2009—2011)，企业是否推出或和他人一起推出新产品或新服务”来定义。若“是”，取值为1，“否”则取值为0，数据来源于世界银行中国企业问卷调查中“创新与技术”部分。

解释变量：社会信任(Tru)。采用以下两种方式进行度量：首先参考申丹琳(2019)[30]的研究，使用中国企业家调查系统(CESS)在2000年对全国各地区社会信任环境所进行的问卷调查数据，计算每一地区的社会信任指数，指数值越大信任水平越高。为保证实证结果的可靠性，本文进一步参考孙泽宇和齐保垒(2020)[31]的研究，采用中国管理科学研究院2012年发布的《中国城市商业信用环境指数蓝皮书》(CEI)中各地区信用环境指数得分作为社会信任的替代变量进行稳健性检验，得分越高表示该地区社会信任状况越好。

调节变量：营商环境。使用两种方法度量：一是综合营商环境指标(busev)，根据调查问卷中针对营商环境设计的17个问题(详见表1)的得分情况(3)问卷中编码为h7a的有关法院系统是否公平公正的问题，评分特殊，本文在使用前做了相应处理，使该问题评分与其他16项保持一致。,参考董志强等(2012)[32]的做法，计算出城市层面的营商环境指数，数值越大表示城市的营商环境越好；二是细分营商环境指标，考虑到样本中包含了17项主观评分，为避免共线性问题，参考张会清(2017)[33]的做法，采用主成分法对指标进行分类，构建4个细分指标，包括政法环境(pol)、市场环境(fact)、设施环境(infra)和税制环境(tax)，各细分指标具体包含的二级指标如表1所示。

表1 营商环境指标构成

控制变量：(1)企业存续年限(age)，用调查截止时间2011年减去企业的成立时间衡量，剔除成立不超过一年的企业，并取对数。(2)企业规模(scale),用企业员工总数的对数进行衡量。(3)企业性质(soe)，根据控股比例将国家或政府持股比例超过50%的企业定义为国有企业，取值为1，否则取值为0。(4)企业出口与否(export),若企业直接出口额或间接出口额不为0，则认为企业存在出口行为，取值为1；若企业产品或服务的销售地仅限于国内，则认为企业不存在出口行为，取值为0。(5)管理经验(CEO)，用高级经理人从业时长的对数值表示。(6)企业员工教育水平(edu)，用企业员工平均受教育年限的对数值衡量。(7)企业技术许可(tech)，参考Tsai和Wang(2007)[34]的做法，以是否获得外资企业的技术授权来衡量，若获得授权，取值为1，否则为0。(8)企业销售总额(sale)，用2011年企业销售总额对数值衡量。(9)城市经济发展水平(lpgdp)，用城市人均GDP对数值表示。(10)城市科学教育支出(kxjy)，用城市当年科学教育支出总和除以该城市的GDP表示。除此之外本文还引入了城市与行业的虚拟变量，以控制它们对企业创新的影响。

(三)数据来源

本文营商环境数据来自世界银行针对中国企业营商环境开展的题为“China-Enterprise Survey 2012”的问卷调查和现场访谈数据。社会信任数据来自中国企业家调查系统(CESS)2000年对全国各地区社会信任环境所进行的问卷调查数据，及中国管理科学研究院2012年发布的《中国城市商业信用环境指数蓝皮书》(CEI)，其它数据来自《中国城市统计年鉴》。

实证分析所涉及到变量的描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计

(续上表)

四 实证结果分析

(一)基准回归

表3为基于Logit模型对方程(1)的检验结果，即社会信任对企业创新的影响。作为对照，同时还汇报了OLS估计结果。其中，列(1)、列(3)只纳入社会信任变量，列(2)、列(4)则同时纳入所有控制变量。

表3 基准回归结果

(续上表)

由结果可见，无论是二值Logit模型还是OLS结果都表明，社会信任一次项对创新的影响为负，二次项对创新的影响为正，且均在1%的水平上显著，是否加入控制变量对该结果并没有显著影响。这验证了前文提出的假设H1，社会信任对企业创新行为存在U型影响。Lind和Mehlum (2010)[35]指出，仅仅根据系数的符号和显著性来判断变量间存在非线性关系的结果可能并不可靠，故本文进一步使用Lind和Mehlum (2010)[35]编写的Utest命令对这一非线性关系进行检验。Utest检验结果显示t=7.84,p=0.000，极值点为3.968，在变量的取值范围内。故拒绝原假设，说明社会信任对企业创新具有U型影响这一结论具有一定的稳健性。

在控制变量方面，企业性质对创新的影响显著为负，说明国有企业性质不利于企业创新。而出口行为、销售额、技术许可对企业创新的影响显著为正，这些结果与现有文献的发现一致。其他变量由于不具有统计意义上的显著性，故不再进行深入探讨。

(二)层次回归与调节效应

上述回归结果仅考虑了社会信任这一非正式制度对企业创新行为的影响，未将营商环境这一正式制度纳入分析框架。接下来，基于层次回归法对方程(2)和方程(3)进行检验，进而汇报营商环境作为调节变量对社会信任与企业创新行为关系的影响。结果如表4所示，其中列(1)为只加入调节变量的基础回归，列(2)是检验营商环境总指标的调节效应回归，列(3)—列(6)为营商环境分项指标的调节效应回归(4)本文对表4内容进行了补充回归，整理了单独加入营商环境综合指数作为控制变量的结果，可以发现变量符号与显著性均未发生改变。受限于篇幅，结果省略，作者备索。。

表4 层次回归分析结果

(续上表)

由表4结果可见，列(1)—列(6)中社会信任一次项、二次项的回归结果与表3基准回归结果完全一致，仍在1%的水平上显著，再一次验证了社会信任与企业创新的U型关系；营商环境综合指标对企业创新的影响显著为负。这可以用李蕊和沈坤荣(2014)[36]得出的发展中国家知识产权保护与经济发展水平呈U型关系的结论来解释。导致这一负向结果可能的原因是，本文样本调研期处于营商环境改善初期，营商环境暂不完善，相关制度及法律法规对创新的保护和支持力度不够；除此之外，现阶段我国仍处于转型进程中，大多数企业的创新属于低成本的模仿创新，有能力进行自主创新的企业较少。因此，在营商环境改善初期，对创新及知识产权的保护力度加大，会使大多数企业的生产成本增加，从而使企业创新产出减少，呈现出营商环境不利于企业创新的现象。

从交互项来看，列(2)—列(6)结果显示，营商环境及其分项指标与社会信任的一阶交互项系数显著为正，二阶交互项系数显著为负，且除市场环境对应系数不显著外，其余营商环境分指标都在1%的水平上显著。表明营商环境对社会信任与企业创新的关系具有负向调节效应，即优化营商环境会弱化社会信任与企业创新的U型关系，营商环境与社会信任之间存在一定替代关系，假设H2得到验证。以上回归结果说明，当社会信任度较低时，营商环境优化有利于削弱社会信任缺失导致的机会主义风险，为企业创新营造良好的制度环境；当社会信任度超过某一阈值并达到高度信任时，自发性的社会交往将变得发达，过多强调正式制度的作用将对自发的社会交往产生一定阻碍。该结论为如何更好地处理政府与市场的关系，促使营商环境与社会信任共同推动企业创新提供了一定的理论参考。

(三)内生性检验

尽管上述分析中控制了企业特征、行业和城市固定效应，但由于反向因果及问卷设计可能带来的遗漏变量、测量误差等，因此，内生性问题值得重视。借鉴Petrin和Train(2010)[37]的研究，采用控制函数法(Control Function Approach)来解决内生性问题。参考凌鸿程和孙怡龙(2019)[5]的做法，使用2011年各地区的无偿献血率(地区献血人次与常住人口比值)作为社会信任的工具变量。原因是无偿献血行为对个人不会产生直接经济效益也不是法律强制性要求，因此很难对企业创新行为产生影响；另外，无偿献血行为本身可以看作是社会成员相互信任的产物，而已有研究表明地区人均献血次数越多，社会信任水平就越高(Guiso et al., 2004)[38]。工具变量对社会信任变量的回归结果显示，无偿献血率满足工具变量相关性和外生性条件，接下来对回归结果中社会信任的残差进行分析，由此形成控制函数依次进入方程(3)来解决潜在的内生性问题，结果如表5所示。

表5 内生性检验

(续上表)

结果显示，在回归方程中加入控制函数后，社会信任对企业创新的U型影响保持稳定。除了市场环境与社会信任的交互项由层次回归中的不显著变为显著外，营商环境及其它细分指标与社会信任的交互项系数符号和显著性均未发生改变，说明本文结论具有一定的稳健性。

(四)异质性分析

为进一步验证社会信任对企业创新的影响以及营商环境在其中的调节作用，进一步将营商环境按照均值划分为高、低两组进行分组回归，结果如表6所示。

表6 异质性检验

结果显示，在营商环境综合指标与各细分指标分别处于高、低两种水平时，社会信任平方项的系数均为正，即社会信任对企业创新的影响表现为U型；且在高水平营商环境下，社会信任平方项系数的绝对值变小，即社会信任对企业创新的U型影响在减弱，这与前文各项检验结论一致，该结果为假设H1、H2的成立提供了进一步支持。

(五)稳健性检验

本文采取以下方法进行稳健性检验，首先使用中国管理科学研究院发布的《中国城市商业信用环境指数蓝皮书2012》(CEI)中各地区信用环境指数得分作为社会信任的替代变量。结果如表7所示，更换社会信任衡量指标后，社会信任对企业创新的U型效应依然显著，且营商环境及其细分指标作为调节变量与社会信任的交互项对企业创新的影响保持不变，与上文结论基本一致。

表7 稳健性检验

(续上表)

其次，作为对照，本文进一步对前文的层次回归用Probit模型进行稳健性检验。结果如表8所示，回归结果除系数大小变化外，符号和显著性均与前文结果保持一致。

表8 Probit稳健性检验

(续上表)

最后，由于前文将控制变量企业性质(soe)处理为虚拟变量，为防止数据信息遗漏，此处将国家或政府控股的具体数据代入回归方程。结果如表9所示，关键变量的符号和显著性均与前文结果一致，且企业性质这一控制变量的符号和显著性也未发生变化，从而为本文结论的稳健性提供了支持。

表9 替换控制变量

(续上表)

五 结论与启示

本文利用世界银行2012年对中国企业营商环境的调查数据，结合理论分析与实证检验方法，考察社会信任对企业创新行为的影响，以及营商环境对该影响的调节作用。结果表明：社会信任对企业创新行为的影响呈U型；优化营商环境削弱了社会信任对企业创新的U型影响，即当社会信任水平较低时，优化营商环境可以弥补非正式制度的不足，对企业创新产生激励作用，但当社会信任水平较高时，营商环境优化对企业创新的促进作用减弱，验证了正式制度与非正式制度间的替代作用。

以上结论的政策含义是：当前中国正处于转型关键期，一方面社会整体的信任程度不足，且随着我国市场化进程的推进，社会信任可能面临进一步衰退的风险，优化营商环境有利于弥补社会信任不足对企业创新带来的不利影响，为大力提升营商环境提供了经验依据；另一方面，社会信任与企业创新的非线性关系表明，高水平的社会信任对提高企业创新活力产生了显著正向作用，为我国社会信任环境建设及完善社会信用体系提供了经验依据。除此之外，对营商环境调节作用的分析说明，在重视营商环境建设、加强正式制度规范的同时，也要关注非正式制度对经济活动的作用。重视对社会信任这一非正式制度的引导与培育，关注正式制度与非正式制度之间的替代作用，用好这两把利剑，将对调动企业创新积极性、提高企业生产创新能力产生显著积极作用。

本研究的不足之处在于，现有的营商环境、社会信任评价指标体系尚未统一，相关微观数据更新具有一定的滞后性，这也是目前制度研究所面临的困境之一。