摘 要：社會信任是一種重要的非正式制度，其如何影響企業(yè)微觀機制值得探究。以2000—2014年中國A股制造業(yè)上市公司為樣本進行研究，發(fā)現(xiàn)社會信任有“連坐制”效應，社會信任越低的地區(qū)，會計盈余的債務契約有用性越顯著；相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)中社會信任對會計盈余債務契約有用性的影響更顯著。在使用Heckman二階段模型糾正樣本選擇偏誤后，上述結(jié)論依然成立。研究結(jié)果對于充分認識社會信任的重要作用以及發(fā)揮會計信息的治理功能，具有重要意義。

關(guān)鍵詞：社會信任；會計盈余；債務契約；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

文章編號：2095-5960（2016）04-0036-09；中圖分類號：F275.2；文獻標識碼：A

一、引言

Arrow（1974）指出，“信任是社會的一種重要潤滑劑，它非常有效，它使人們能夠更加相信別人，這省去了很多麻煩”[1]。社會信任有助于合作，能降低交易成本，因而會對經(jīng)濟績效產(chǎn)生顯著的促進作用，社會信任水平越高的國家或地區(qū)越容易產(chǎn)生大企業(yè)（福山，1998）[2]，經(jīng)濟增長也越快（La Porta等，1997；Knack和Keefer，1997；Zak和Knack，2001）。[3][4][5]現(xiàn)有研究通過比較不同國家或地區(qū)的社會信任水平對經(jīng)濟績效的影響來提醒人們，特別是那些社會信任缺失的國家或地區(qū)的人們，對社會信任問題應當高度重視。

社會信任作為一種非正式制度，其對某一國家或地區(qū)經(jīng)濟績效的影響機理在于能對正式制度產(chǎn)生補充或替代作用。例如，Knack和Keefer（1997）發(fā)現(xiàn)社會信任有助于經(jīng)濟增長，這一現(xiàn)象在那些貧困的國家中更顯著，原因在于貧困國家的產(chǎn)權(quán)保護以及契約履行等正式制度均不完善。[4]Lee等（2014）研究發(fā)現(xiàn)社會信任能夠減弱企業(yè)的避稅動機，并且這種作用在投資者保護、信息披露以及稅收執(zhí)行等正式制度越弱的時候越明顯。[6]Ang等（2015）認為，法律以及知識產(chǎn)權(quán)保護制度越弱的地區(qū)，社會信任對企業(yè)契約行為的影響越顯著。[7]

上述研究均討論的是社會信任對國家層面的宏觀正式制度的補充或替代，但對于微觀層面，如社會信任如何影響企業(yè)內(nèi)部的微觀機制，卻少有研究。會計信息具有治理效應，會計信息能在企業(yè)債務契約的締結(jié)時發(fā)揮作用（孫錚等，2006，陸正飛等，2008；原紅旗等，2013）[8][9][10]，即會計信息具有債務契約有用性?；谄髽I(yè)會計信息對債務契約進行治理，是一種微觀機制，社會信任如何影響這一微觀機制？本文主要研究這一問題。

具體地，本文主要研究社會信任如何影響企業(yè)會計盈余信息的債務契約有用性，并觀察企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述影響的調(diào)節(jié)效應。研究發(fā)現(xiàn)，社會信任有“連坐制”效應，在社會信任水平越高的地區(qū)，企業(yè)更容易被銀行信任；相反，在社會信任水平低的地區(qū)，銀行對企業(yè)的信任程度越差，越需要基于借款企業(yè)的會計信息進行信貸決策，即會計盈余在債務契約締結(jié)時的作用越顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，由于國有企業(yè)與政府的天然政治聯(lián)系，更容易獲得銀行的信任，因此，社會信任對非國有企業(yè)會計盈余債務契約有用性的影響更顯著。

本文研究社會信任對會計信息債務契約有用性這一微觀機制的影響，不僅是對社會信任研究文獻的補充，也有助于更全面地了解會計信息債務契約有用性的影響因素。本文的研究結(jié)果對于認識社會信任的“連坐制”以及會計信息的契約有用性有重要現(xiàn)實意義，本文的研究結(jié)果啟示：在締結(jié)契約時，必須結(jié)合當?shù)厣鐣湃螤顩r來使用會計信息才是有效的。

二、理論分析與研究假設

（一）社會信任對會計盈余債務契約有用性的影響機理

社會信任對企業(yè)微觀機制的影響機理是信任的“連坐制”。個體參加一個社會團體相當于獲得一個“社會印章”，當該團體中有人因為壞的行為而被懲罰時，社團中其他個體也會受到牽連，這實質(zhì)上一種“團體懲罰”或“連坐制”（張維迎和柯榮住，2002）。[11]信任也有類似的“連坐制”，人們對某一組織的信任程度會直接影響對該組織內(nèi)部個體的信任程度（張維迎和柯榮住，2002）。[11]因此，信任的“連坐制”會使人們對一個地區(qū)的信任程度映射為對該地區(qū)企業(yè)的信任程度。

已有部分研究提供了社會信任“連坐制”的實證證據(jù)。劉鳳委等（2009）以及Wu等（2014）發(fā)現(xiàn)，在社會信任水平高的地區(qū)，企業(yè)更容易被供應商信任，因而能夠獲得交易成本較低的商業(yè)信用融資。[12][13]張敦力和李四海（2012）發(fā)現(xiàn)，在社會信任水平高的地區(qū)，商業(yè)銀行對該地區(qū)的企業(yè)更信任，這些企業(yè)能夠獲得越多的銀行借款，借款的成本也越低。[14]Pevzner等（2015）研究發(fā)現(xiàn)，在社會信任水平高的國家或地區(qū)，上市公司公告的會計盈余更容易得到投資者的信任，即社會信任水平越高，投資者對上市公司盈余公告的市場反應也越大。[15]這些研究成果說明人們對社會信任水平高的國家或地區(qū)的企業(yè)更信任。

通過社會信任的“連坐制”，社會信任會顯著影響銀行與企業(yè)的締約機制。企業(yè)會計信息是在公共會計規(guī)則——企業(yè)會計準則下產(chǎn)生的，并且經(jīng)過了注冊會計師的驗證，因而會計信息能作為商業(yè)銀行與借款企業(yè)的共同知識，從而降低銀行與借款企業(yè)之間的信息不對稱。商業(yè)銀行基于企業(yè)的會計信息來甄別授信對象，能夠降低締約過程中的信息成本，即銀行依據(jù)借款企業(yè)會計信息進行締約是一種能夠降低交易成本的微觀機制。孫錚等（2006）、陸正飛等（2008）以及原紅旗等（2013）均發(fā)現(xiàn)，在企業(yè)資金需求、融資能力一定的情況下，盈利能力越強的企業(yè)，能從銀行獲得越多的借款，即企業(yè)會計盈余信息具有顯著的債務契約有用性。[8][9][10]

在社會信任水平越高的地區(qū)，信任的“連坐制”使得銀行對當?shù)氐钠髽I(yè)更信任，在締結(jié)債務契約時對企業(yè)會計信息的需求不強烈。但在社會信任水平低的地區(qū)，信任的“連坐制”使得銀行與當?shù)仄髽I(yè)之間信任程度較低，這時銀行對依據(jù)借款企業(yè)會計信息進行決策這一微觀機制的需求強烈。正如福山（1998）所說，“社會信任像空氣一樣，當它充足時我們感覺不到它的存在，但當它缺乏時，我們才發(fā)現(xiàn)離不開它”[2]。因此，當社會信任缺失越嚴重時，越需要替代性的機制來彌補社會信任的缺失，銀行在信貸決策時對借款企業(yè)會計盈余信息的依賴越大?；谝陨戏治?，提出了假設1。

H1：在社會信任水平越低的地區(qū)，借款企業(yè)的會計盈余在債務契約締結(jié)時的作用越顯著。

（二）企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應

相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)能得到政府更多的支持（Qian，1994）[16]，這種與政府天然的政治聯(lián)系，使得國有企業(yè)也受到商業(yè)銀行等金融機構(gòu)的青睞。在相同條件下或即使效率低下，國有企業(yè)都比非國有企業(yè)能從銀行獲得更多、更長期限的借款（張益宗和陳思秋，2015）[17]，且融資成本更低（邵傳林，2015）[18]，而非國有企業(yè)一直受到商業(yè)銀行的融資歧視（Allen等，2005；程六兵和劉峰等，2013；李四海等，2013；劉津宇等，2014）。[19][20][21][22]非國有企業(yè)通過與政府形成政治關(guān)聯(lián)（余明桂和潘紅波，2008；宋增基等，2014）[23][24]或通過商業(yè)信用等替代性的融資渠道（饒品貴和姜國華，2013）[25]，來緩解所有制歧視給其帶來的融資約束。

非國有企業(yè)之所以比國有企業(yè)融資困難，本質(zhì)上源于商業(yè)銀行對非國有企業(yè)的不信任（張興亮和夏成才，2015）[26]。而國有企業(yè)因與政府天然的政治聯(lián)系使其容易得到商業(yè)銀行的信任，因而融資較容易。在這種制度背景下，銀行對基于非國有企業(yè)會計信息進行締約的微觀機制更依賴，社會信任對這一微觀機制的影響也越顯著，而社會信任對國有企業(yè)債務契約的影響要顯著小于對非國有企業(yè)的影響。具體來說，在國有企業(yè)中，社會信任對銀行依賴企業(yè)會計信息進行信貸決策的影響不顯著或顯著性較低，而在非國有企業(yè)中，社會信任會顯著影響企業(yè)會計信息的債務契約有用性，在社會信任水平越低的地區(qū)，銀行越需要基于企業(yè)的會計盈余等信息進行信貸決策。基于以上分析，提出假設2。

H2：相對于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中，社會信任對會計盈余信息的債務契約有用性的影響更顯著。

三、研究設計

（一）研究模型

參考孫錚等（2006）、陸正飛等（2008）、原紅旗等（2013）[8][9][10]的研究，我們以企業(yè)會計盈余與企業(yè)獲得借款之間的關(guān)系來衡量會計盈余信息在債務契約締結(jié)時的作用（即債務契約有用性），當會計盈余在債務契約締結(jié)時發(fā)揮了顯著作用，那么會計盈余與企業(yè)獲得的借款應當顯著正相關(guān)。在此基礎(chǔ)上，設計以下研究模型來驗證假設H1和H2。

為了控制自變量和因變量互為因果關(guān)系對研究結(jié)果的影響，模型（1）中因變量為當期值，而自變量均取上期值。其中LOAN為企業(yè)獲得的借款，類似于原紅旗等（2013）[10]，我們以現(xiàn)金流量表中“企業(yè)借款收到的現(xiàn)金”來衡量，并通過取自然對數(shù)來消除規(guī)模影響（張興亮和夏成才，2015）[26]。AE為會計盈余，分別用凈資產(chǎn)收益率（ROE）和營業(yè)凈利率（ROS）來衡量。DT為社會信任啞變量，在社會信任水平高的地區(qū)，DT取值為1，在社會信任低的地區(qū)，DT取值為0。其他變量為控制變量和回歸殘差。變量的具體衡量方法見表1所示。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇制造業(yè)上市公司為研究樣本，以2000—2014年滬、深股市A股制造業(yè)上市公司為基礎(chǔ)，刪除ST類公司、金融業(yè)上市公司、所有者權(quán)益為負以及自變量有缺失值的公司后，共得到12099個樣本。但由于并不是所有公司都需要銀行借款，LOAN為零或有缺失值的樣本數(shù)為1285，即LOAN的樣本量為10814。

除社會信任數(shù)據(jù)來自于張維迎和柯榮住（2002）[11]以及企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來自于CCERDATA數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理與分析采用Stata11.2軟件。

四、實證結(jié)果及分析

（一）單變量分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計量。我們對連續(xù)變量均在1%和99%分位數(shù)上進行了Winsorize處理，以克服異常值對研究結(jié)果的影響。LOAN的均值為19.859，中位數(shù)為19.932，兩者相差不大。LOAN的最小值為15.425，我們將LOAN取值為零或缺失的樣本排除在外，這可能會導致樣本選擇偏誤問題，在穩(wěn)健性檢驗部分將對這一問題進行處理。

本文用ROE和ROS衡量企業(yè)的會計盈余（EA），它們的均值和中位數(shù)差距也不大。EFINANCE的最小值為0.000，最大值為0.382，說明在樣本中企業(yè)通過配股或增發(fā)籌集的資金差異很大。SCFO的最小值為-0.215，最大值為0.492，說明樣本企業(yè)通過經(jīng)營活動籌資凈額的差距較大。

表3進一步報告了不同社會信任水平下各變量均值和中位數(shù)的差異。相對于社會信任水平低的地區(qū)，在社會信任水平高的地區(qū)，LOAN的均值和中數(shù)位均更大。均值差異的t檢驗以及中位數(shù)差異的Wilcoxon秩和檢驗的結(jié)果表明，這些差距均在1%的顯著性水平上顯著，說明社會信任有助于企業(yè)獲得更多的銀行借款，這與張敦力和李四海（2012）的研究結(jié)論一致。[14]ROE、ROS以及SIZE的比較結(jié)果說明，在社會信任水平高的地區(qū)企業(yè)的盈利能力更好、規(guī)模更大，這些結(jié)果與福山（1998）認為社會信任有助于形成大企業(yè)的結(jié)論一致。[2]LEV的比較結(jié)果說明，社會信任水平高的地區(qū)，企業(yè)的總負債要顯著小于社會信任水平低的地區(qū)。SCFO的比較結(jié)果說明，社會信任水平高的地區(qū)，企業(yè)通過經(jīng)營活動籌資的凈額顯著更多。

表4報告了模型（1）的OLS估計結(jié)果。表4中的第（1）列和第（2）列為不考慮社會信任影響時，對會計盈余債務契約有用性的檢驗。ROE和ROS的回歸系數(shù)均顯著為正，這說明當控制企業(yè)特征、融資需求以及其他籌資能力后，會計盈余越大，企業(yè)獲得的借款也越多，這與現(xiàn)有研究（孫錚等，2006；陸正飛等，2008；原紅旗等，2013）[8][9][10]的結(jié)論一致，說明會計盈余信息具有顯著的債務契約有用性。

在第（3）列中，ROE的回歸系數(shù)顯著為正，這說明，在社會信任水平低的地區(qū)（當DT=0時），會計盈余信息具有顯著的債務契約有用性。而交乘項ROE×DT的回歸系數(shù)顯著為負，說明在社會信任水平高的地區(qū)，會計盈余的債務契約有用性顯著降低了。類似地，在第（4）列中，ROS的回歸系數(shù)顯著為正，而交乘項ROS×DT的回歸系數(shù)顯著為負。這些結(jié)果支持了假設H1，即在社會信任水平越低的地區(qū)，會計盈余的債務契約有用性越顯著。

在控制變量方面， DT的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會信任有助于企業(yè)獲得更多的借款。SIZE的回歸系數(shù)顯著為正，說明大企業(yè)能獲得更多的借款。LEV的回歸系數(shù)顯著為正，說明上一年負債越多的企業(yè)，本年的借款也越多。Growth的回歸系數(shù)為正，說明成長性好的企業(yè)，獲得的借款越多，但不顯著。EFINANCE和SCFO的回歸系數(shù)均顯著為正，可能是因為企業(yè)自籌資金的能力越強，獲得的借款也越多；也可能是因為企業(yè)自籌資金越多，說明企業(yè)資金需求越大，因而需要更多的借款。

表5報告了模型（1）在“國有企業(yè)”和“非國有企業(yè)”兩個子樣本中的OLS估計結(jié)果。由于缺失了部分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的數(shù)據(jù)，所以總樣本量變?yōu)?0308個，其中國有企業(yè)樣本6339個，非國有企業(yè)樣本3969個。

在國有企業(yè)樣本中，交乘項ROE×DT以及ROS×DT的回歸系數(shù)雖然為負，但均不顯著，說明在國有企業(yè)中，社會信任對會計盈余的債務契約有用性沒有顯著影響。但在民營企業(yè)樣本中，交乘項ROE×DT以及ROS×DT的回歸系數(shù)均顯著為負，說明在社會信任水平越低的地區(qū)，會計盈余在債務契約締結(jié)時的作用越顯著。

這些結(jié)果表明，由于國有企業(yè)與政府之間的天然政治聯(lián)系，增加了銀行對國有企業(yè)的信任，因而社會信任對會計盈余在債務契約締結(jié)時的作用這一微觀機制沒有顯著影響；而非國有企業(yè)由于受到銀行的信貸歧視，在社會信任水平越低的地區(qū)，越需要依賴會計盈余締結(jié)債務契約這一微觀機制。以上結(jié)果支持了假設H2。

為了糾正樣本選擇偏誤對假設H2的影響，我們將第一階段計算的逆米爾斯比IMR1、IMR2代入模型（1），然后分成國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本進行回歸，表7報告了檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在控制逆米爾斯比IMR1和IMR2后，在國有企業(yè)樣本中，交乘項ROE×DT以及ROS×DT的回歸系數(shù)均不顯著，而在非國有企業(yè)樣本中，交乘項ROE×DT以及ROS×DT的回歸系數(shù)均顯著為負。這說明，糾正樣本選擇偏誤后，社會信任對會計盈余債務契約有用性的影響依然在非國有企業(yè)中顯著，在國有企業(yè)中不顯著，假設H2依然得到驗證。

六、研究結(jié)論與啟示

本文從社會信任與會計盈余債務契約有用性關(guān)系的角度，研究社會信任對企業(yè)微觀機制的影響。研究發(fā)現(xiàn)，由于信任的“連坐制”，在社會信任水平高的地區(qū)，企業(yè)更容易得到銀行的信任，而在社會信任水平低的地區(qū)，越需要替代性的微觀機制來緩解銀行與企業(yè)之間的不信任，會計盈余在債務契約締結(jié)時的作用越顯著。由于國有企業(yè)與政府存在天然的政治聯(lián)系，銀行對國有企業(yè)更信任，因而社會信任的“連坐制”對非國有企業(yè)的影響更大，即社會信任對會計盈余債務契約有用性的影響在非國有企業(yè)更顯著。

會計信息有用性分為價值相關(guān)性和契約有用性，價值相關(guān)性是指會計信息的定價功能，而契約有用性是指會計信息在契約中的治理功能。在我國目前資本市場各方面制度尚不完善的情況下，會計信息很難發(fā)揮定價功能。因此，現(xiàn)階段，企業(yè)會計準則的改革與完善要以提高會計信息的契約功能為首要目標。本文研究結(jié)果表明，社會信任是影響會計信息契約有用性的一個重要因素，不能被忽略。會計制度改革要與非正式制度合理相容才能起到應有的效果。另外，由于在短時間內(nèi)很難大幅度提高社會信任水平，因此，更需要設計合理的微觀機制來代替或補充社會信任的缺失，從這個角度來看，會計信息治理功能還有待進一步挖掘。

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