CNDD前沿文献速递 | 社会失信会带来什么问题？

世界银行发布的《全球营商环境报告 2020》显示，中国大陆 2019 年度全球营商便利度排名第 31 位，并连续两年入选全球优化营商环境改善幅度最大的十大经济体。但是根据《全球营商环境报告2020》，中国在“建立信用”方面的改革措施还有待加强，信用建设始终是制约营商环境改善和企业持续健康成长的重要一环。社会失信作为社会信用文化缺失和社会信用体系不够健全的共同产物对于民营企业成长影响深远。本期分享的文章就从社会失信环境的制度属性视角识别了社会失信环境对民营企业成长的影响及内在机制。

01 文献简介

▪ 文献来源：余泳泽,郭梦华,胡山.社会失信环境与民营企业成长——来自城市失信人的经验证据[J].中国工业经济,2020(09):137-155.

▪ 关键词：社会失信；民营企业；交易成本；信息不对称

▪ 内容简介：文章以中国地级城市民营企业为研究样本,从社会失信环境的视角出发,以地区佛教寺院数量为工具变量,整合微观层面的工业企业数据,系统考察了社会失信环境对民营企业成长的影响,并在此基础上探寻社会失信环境阻碍民营企业成长的作用机制。研究发现:社会失信环境对于本地区民营企业成长具有显著的阻碍作用,尤其表现在经济更为发达的东中部地区、一二线城市和高收入城市;就企业规模而言,中小型民营企业的成长更加受制于本地区的失信环境,而大型民营企业由于其规模和品牌做”背书”,受社会失信环境的影响较小;中间机制检验表明,社会失信环境会通过提高交易成本、加深融资约束程度和阻碍企业创新来抑制本地区民营企业成长。研究结论对于以失信被执行人名单制度的实施为契机,加强社会信用体系建设,营造良好的营商环境,从而促进民营企业健康成长具有一定的启示意义。

▪ 创新点：①在现有文献的基础上重点识别了社会失信环境与民营企业成长之间的因果关系，从而拓宽了现有文献对民营企业成长的影响因素方面的研究。②文章以最高人民法院公布的 2004—2013 年 230 个地级及以上城市失信被执行人数据为基础构建了社会失信指标，进一步拓展并丰富了关于社会信用方面的研究，提高了研究结论的可信度。③ 文章基于守信意识缺失和信用体系不健全的现实处境，从社会失信环境的制度属性视角出发，剖析其对微观企业行为的影响，进而识别其与民营企业成长之间的因果关系，丰富了现有文献中有关信息经济学方面的研究。

▪ CNDD相关数据推荐：

CNDD-0029 中国各县佛寺数量

02 制度背景与研究逻辑

▪ 制度背景：

图 1 反映了 2007—2017 年中国企业失信被执行人（法人）数量变动情况，其中东部地区的失信被执行人（法人）数量从 2007 年的 2895 个增加到 2017 年的 118223 个，增长近 40 倍。法人失信行为增加的趋势不断攀升佐证了企业信用缺失严重这一现实问题。

为消除信用缺失对经济增长的消极影响，改善营商环境，对信用缺失最敏感的金融部门最早开始了治理社会失信环境的“建设性”探。2006 年中国人民银行建立了全国企业和个人信用信息基础数据库，为 1600 多万家企业和近 7 亿个自然人建立信用档案，初步实现了商业银行之间关于借款人的信用信息共享。2013 年 7 月 1 日，中国最高人民法院审判委员会审议通过了《关于公布失信被执行人名单信息的若干规定》，将具有“有能力履行而拒不履行法律文书确定义务”等情形之一的被执行人纳入失信被执行人名单，并于 10 月 8 日向社会开通“全国法院失信被执行人名单信息公布与查询”平台，社会各界均能够通过该平台查询全国法院（不包括军事法院）失信被执行人名单信息。同时，为推进社会信用体系建设，对失信被执行人进行失信惩戒，促使其自动履行生效法律文书确定的义务，有关部门依照规定向失信被执行人发出了限制消费令，失信被执行人不得从事旅行、度假以及乘坐飞机等高消费及非生活和工作必需的消费行。以此为标志，针对失信被执行人的规范手段由原先的道德谴责等非正式制度上升为强制执行的信用惩戒的正式制度。随着联合惩戒作用日益凸显，被执行人迫于失信惩戒压力自动履约。截至 2019 年 6 月，中国已公布失信被执行人名单 1443 万人次，占中国总人口的比例约为 1.03%。

▪ 研究逻辑：

信息不对称理论是研究市场交易行为和市场运行效率的重要理论。信息不对称现象是产生“道德风险”和“逆向选择”的外因，而交易者的信用意识和道德素养则是产生“道德风险”和“逆向选择” 的内因。社会失信环境根源于地区诚信水平的低下和信用意识的薄弱，这加剧了市场上的信息不对称状态，从而影响经济运行效率。文章以社会失信环境为切入点，以信息不对称理论为媒介，考察社会失信环境如何通过影响个体行为进而影响民营企业的交易成本、融资能力、创新水平。理论机制如图 2 所示。

03 研究设计

▪ 实证策略：

本文开展实证分析的目的在于揭示中国各地区的社会失信环境是否能够影响民营企业成长，依据上述的理论机制分析构建如下的计量模型：

其中，i 表示城市，j 表示企业，t 表示年份。Growth 为被解释变量，采用民营企业的营业收入增长率加以衡量；Credit 为核心被解释变量，表示社会失信环境，由企业失信指标和个人失信指标共同组成。Controls 是一系列控制变量的集合，如教育水平、法制化水平、企业的资产负债率等，其具体设定方式在后续变量设定部分进行详细阐述。μ、λ 和 δ 分别表示地区固定效应、个体固定效应和时间固定效应，ε 表示随机扰动项。

▪ 变量说明：

（1）被解释变量。

被解释变量是民营企业的成长性，这种成长往往伴随着企业规模、销售能力和盈利水平等经济总量的动态变化。借鉴现有文献测度在企业成长性上的通常做法（Delmar and Shane，2003；Chrisman et al.，2005）， 文章采用能够体现持续成长性的主营业务收入增长率作为代理变量。考虑到中国工业企业数据库可能存在的数据缺失、数值异常以及测度误差明显等问题，文章在实证研究中对增长率进行了 1%的截尾处理。

（2）解释变量

社会失信环境由企业失信指标和个人失信指标共同测度。在个人失信指标方面，利用失信被执行人（自然人）数量与年末总人口的比值测度地区个人失信程度，记为 Personnumber。在企业失信指标方面，利用失信被执行人（法人）数量和规模以上工业企业数量的比值来测度地区企业失信程度，记为 Firmnumber。

（3）控制变量

实证检验社会失信环境对民营企业成长性的影响必须控制一系列相关的变量。参考有关企业成长的文献，以下变量也会对营业收入增长率产生影响：①教育投入水平。选用教育事业性行政支出占城市 GDP 的比重，记作 Education。②法制化水平。考虑到指标的可获得性，将法制化水平分为司法行政环境和行政执法环境两类：一是司法行政环境，考虑到法治水平的高低会影响该地区失信被执行人数量，本文选用律师从业人员数量占地区年末总人口的比重作为衡量指标，记作 Law；二是行政执法环境，选用知识产权侵权纠纷立案数占知识产权总数的比重进行衡量，记作 Ipp。③资金周转能力和产出水平。选用应付账款作为衡量资金周转能力的指标、工业总产值作为衡量民营企业产出水平的指标，并分别对其进行对数化处理，记作 Debt 和 Output。④财务状况。选用资产与负债的比值衡量民营企业的偿债能力，同时这也是公司利用债权人资金进行经营活动能力的指标，记作 Leverage。⑤经营业务结构。选用主营业务收入占营业总收入的比重衡量民营企业的业务范围是否多元化，记作 Business。

▪ 内生性问题的处理：

内生性问题是变量因果关系识别中需要解决的主要问题。社会失信环境的内生性可能由两方面引起：一是双向因果关系，社会失信环境能够通过“声誉机制”降低融资能力、提高交易成本，从而推动民营企业成长，而经济发展水平的落后也会阻碍教育水平的提高和法律制度的完善，恶化社会失信环境；二是潜在的遗漏变量偏差导致的内生性。现有文献为了准确识别社会信用等因素的经济效应主要从宗教特征（Porta Scazzieri，1997）、种族分散程度（Knack and Keefer，1997）以及地区历史（Tabellini，2010）等方面寻找工具变量。Zak and Knack（2001）和 Porta Scazzieri（1997）利用各国天主教、东正教和伊斯兰教信徒占总人口的比重作为社会信任的工具变量，分别验证了社会信任对地区经济增长和大型组织绩效的促进作用。戴亦一等（2019）选用上市公司周边 200 公里范围内的寺庙数量作为地区诚信水平的工具变量，认为宗教信仰的规范和约束作用（Mazar and Ariely，2006）能够提升地区诚信水平。由此可见，区域宗教传统往往与非正式制度因素（包括社会信用）具有较强的相关性，这一直以来都是经济学者寻找工具变量的重要角度。

因此，参考阮荣平等（2019）将历史上省级层面的宗教活动场所数量为工具变量的做法，文章以地区佛教寺院数量为基础构建社会失信环境的工具变量，克服可能存在的内生性问题。就工具变量的有效性而言，佛教寺院能够通过道德宣教约束信徒行为，与社会失信环境具有强相关性。就工具变量的外生性而言，佛教寺庙的成立程序繁琐且严格，而且本文采用的佛教寺院的数量是历史数据。佛教借以影响民营企业成长的效应，如道德净化、社会规范以及商业伦理的约定无一避免地要通过影响社会信用发挥作用，而非直接影响企业成长。鉴于文章研究样本为面板数据，参照 Nunn and Qian （2014）研究中工具变量的设计方法，分别构造城市每百万人佛寺数量（与个体变化相关）与地区年失信自然人占比（Personnumber）均值和地区年失信企业占比（Firmnumber）均值（与时间相关）的比值作为相应个人失信指标和企业失信指标的工具变量。

04 实证分析

下表显示基准回归结果。从文章设定的工具变量的有效性看，第一阶段 F 值均大于 10，说明不存在弱工具变量问题。而第一阶段的回归结果表明满足工具变量的相关性假设。第（1）、（2）列报告了利用普通最小二乘法（OLS）估计个人失信指标和企业失信指标对民营企业营业收入增长率的实证结果。由 OLS 估计结果可知，社会失信指标对民营企业成长的具有明显的阻碍作用，其中个人失信系数通过了 1%的显著性检验，企业失信系数通过了 5%的显著性检验。

第（3）-（6）列报告了工具变量估计结果。第（3）、（5）列的结果表明，社会信用缺失严重阻碍了民营企业的成长，个人和企业层面的系数分别通过了 5%和 1%的显著性检验。同时，第（4）、（6）列中第二阶段回归结果表明，在加入控制变量后内生解释变量社会失信环境仍旧显著地制约民营企业成长，并未发生明显变化，间接地说明满足了“排他性约束”要求（Burchnardi and Hassan，2013；余泳泽和李启航，2019）。相对于 OLS 估计结果，第（4）、（6）列报告的工具变量法的实证结果中解释变量的系数绝对值有所增大。这表明，社会失信环境的内生性使得最小二乘估计产生向下偏移，从而倾向于低估企业和个人失信对企业成长的阻碍作用。

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