□劉 穎

一、引言

近些年，長春長生生物科技有限公司的“假疫苗”事件以及資本市場上“黑天鵝”違規(guī)事件頻發(fā)，說明當企業(yè)處在缺少道德和誠信的治理環(huán)境中時，正式治理機制作用有限。2019 年7 月，國務院辦公廳發(fā)布了《國務院辦公廳關于加快推進社會信用體系建設構建以信用為基礎的新型監(jiān)管機制的指導意見》，強調信用在創(chuàng)新監(jiān)管機制方面的基礎作用。現(xiàn)有研究表明，社會信任在促進經(jīng)濟增長和提高社會效率方面發(fā)揮重要作用，尤其在財務領域，社會信任能夠提高企業(yè)銀行貸款比例、降低貸款成本，對企業(yè)融資決策行為具有重要影響[1-3]。但以往研究較多從靜態(tài)角度基于資源依賴視角分析社會信任的工具性效用對負債資源獲得性的影響，忽視了資本結構動態(tài)調整的本質，也忽視了社會信任的非正式治理效應對企業(yè)融資決策的影響。

2017 年習近平在全國金融工作會議上強調，要推動經(jīng)濟去杠桿，堅定執(zhí)行穩(wěn)健的貨幣政策，處理好穩(wěn)增長、調結構、控總量的關系，深化國企改革，把降低國企杠桿率作為重中之重，2019 年12 月召開的中央經(jīng)濟工作會議也明確指出要堅持穩(wěn)中求進工作總基調，保持經(jīng)濟運行在合理區(qū)間。資本結構動態(tài)權衡理論表明，企業(yè)實際資本結構會不斷向目標資本結構進行動態(tài)調整。“穩(wěn)杠桿”實質上就是資本結構動態(tài)調整的過程[4]。資本結構的動態(tài)調整行為受調整成本的制約，公司治理能夠降低信息不對稱和代理問題產(chǎn)生的資本結構調整成本，使企業(yè)實際資本結構不斷向目標資本結構調整趨近[5-6]。規(guī)范理論認為，某些非正式的價值觀或規(guī)范通過教育印記在一個地區(qū)的人們身上，使該地區(qū)的個人感到有義務采取相應的行動[7]。因此，社會信任會影響地區(qū)企業(yè)各行為主體的行為和經(jīng)濟后果。已有研究表明，社會信任可以作為一種非正式治理機制提高財務報告質量，提高債務契約的有用性，降低融資成本[8-10]。由此可見，社會信任會對企業(yè)資本結構動態(tài)調整產(chǎn)生影響。

本文以更注重社會結構資源關系的中小板上市公司為研究對象，著重考察社會信任是否會影響企業(yè)資本結構調整速度。首先利用組合評價法綜合測量社會信任水平，在此基礎上，利用2007-2018 年我國中小板上市公司數(shù)據(jù)，實證研究社會信任作為一種非正式治理機制對企業(yè)資本結構調整速度的影響，并根據(jù)我國國情分析產(chǎn)權性質對二者關系的差異性作用。此外，本文還考察了不同治理質量下、不同調整方向下社會信任對資本結構調整速度的影響，并就不同情境下社會信任對資本結構調整方式的影響展開研究。

本文的創(chuàng)新點及可能的研究貢獻：（1）與以往研究不同，本文沒有研究社會信任對企業(yè)靜態(tài)資本結構決策的影響，而是從“穩(wěn)杠桿”角度出發(fā)研究其對資本結構調整速度的影響，從不同視角為社會信任的價值效應提供新的經(jīng)驗證據(jù)；（2）以往研究社會信任較多關注其資源獲取效應，本文則進一步關注社會信任的非正式治理效應，研究社會信任作為一種非正式治理機制對資本結構調整速度的影響，并考察不同產(chǎn)權性質、不同治理質量、不同調整方向下社會信任對資本結構調整速度的異質性影響及不同情境下社會信任對資本結構調整方式的影響；（3）以往研究假設調整速度不隨公司特征和時間變化，并用樣本公司平均調整速度進行替代，本文則認為調整速度會隨公司特征和時間而變化，并在此基礎上展開研究，使研究更符合實際情況。本研究從非正式治理機制視角對資本結構動態(tài)調整進行了新的解釋，提供了社會信任有助于“穩(wěn)杠桿”的直接經(jīng)驗證據(jù)，豐富了公司治理與資本結構關系的研究，為我國企業(yè)在獨特社會情境下合理調整杠桿率提供啟示。

二、理論分析和研究假設

企業(yè)資本結構即負債權益比，可以用財務杠桿來衡量。資本結構調整速度的大小取決于調整成本的高低，信息不對稱和代理問題等產(chǎn)生的交易成本和代理成本是調整成本的主要構成部分[11-12]。公司治理機制是指一系列相互聯(lián)系的約束制衡和激勵機制，包括正式治理機制和非正式治理機制，前者由法律法規(guī)、公司章程、條例等一系列制度規(guī)則構成，后者由社會資本、文化、道德規(guī)范、社會習俗等人們無意識接受的行為規(guī)范構成?，F(xiàn)有研究表明，高管激勵、法律環(huán)境等公司正式治理機制能夠降低股東、管理者和債權人信息不對稱程度，降低企業(yè)融資過程中的交易成本，進而增強其融資能力[13-14]。良好的公司治理能加強對管理者的監(jiān)督，約束其機會主義行為，改善財務報告過程并提高會計信息透明度和可靠性，降低企業(yè)代理成本，進而提高企業(yè)資本結構調整速度。

社會信任是社會成員之間相互信任的總體水平，是陌生人之間存在的，基于共同的道德規(guī)范、文化傳統(tǒng)和習俗形成的懲戒式或預防式機制[15-16]。根據(jù)社會資本理性選擇理論，信任具有緩解委托人和代理人沖突的治理作用，委托人對代理人信任的過程本身就是委托人對代理人行為激勵約束的過程，是委托人理性選擇的結果[17]。社會信任是信任關系中的一種，是陌生人之間依賴理性選擇而形成的一種地區(qū)文化，是一種非正式治理機制。在資本結構決策問題上，社會信任的簡化機制和激勵約束機制能夠降低信息不對稱程度，緩解股東、管理者和債權人之間的代理沖突，降低資本結構調整成本，提高企業(yè)資本結構調整速度。一方面，社會信任有利于財務信息的分享和傳播。在信任度高的地區(qū)，成員之間能更及時且準確地相互理解和交流，甚至是進行敏感信息的傳遞，從而促進信息的流通，這種信息透明度的增加有利于企業(yè)與資金提供者對融資契約的達成形成共同理解，簡化企業(yè)與資金提供者交往的復雜性，穩(wěn)定資金提供者的心理預期，降低融資契約的風險補償。因此，當企業(yè)實際資本結構發(fā)生偏離時，企業(yè)有能力以較低的成本獲取股權融資和債權融資，提高企業(yè)資本結構調整速度。另一方面，社會信任有利于降低公司管理者與股東的代理成本。Morellec 等（2012）研究發(fā)現(xiàn)，負債會減少企業(yè)自由現(xiàn)金流，為管理者帶來不同于股東的約束效應成本[18]。同時，股東與管理者之間的代理沖突（代理成本）會導致資本結構調整速度發(fā)生扭曲，高社會信任度的區(qū)域可以被理解為具有一套促進合作行動的社會規(guī)范，這些規(guī)范約束個人采取相應行為[19-20]。處于高社會信任地區(qū)的管理者會遵循大多數(shù)人認可的行為規(guī)范進行自我約束，將信守承諾內(nèi)化為個人品質，產(chǎn)生自律行為，且社會信任特有的“連坐”懲罰機制使公司管理者的自利行為受到社會制裁和道德壓力，這種非正式的激勵約束機制會使管理者在融資過程中以提高公司價值為目標作出融資決策。因此，當企業(yè)實際資本結構偏離目標資本結構時，社會信任會緩解股東與管理者代理沖突，降低管理者利益侵占的動機，使管理者愿意調整企業(yè)的杠桿水平，加快企業(yè)資本結構調整速度。據(jù)此，提出如下假設：

H1：相對于低社會信任地區(qū)，處于高社會信任地區(qū)的企業(yè)資本結構調整速度更快。

我國企業(yè)的產(chǎn)權性質主要有國有和民營兩種，相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)在政企關系、融資渠道等方面具有明顯劣勢。因此，從產(chǎn)權異質性視角來看，社會信任對國有企業(yè)和民營企業(yè)資本結構調整速度的影響可能存在異質性。一方面，民營企業(yè)因融資渠道單一更需要社會信任作為一種隱性擔保，從而實現(xiàn)股權融資和債權融資，而國有企業(yè)因政府聲譽的擔保作用，與資金提供者本身就具有良好的關系，在資金獲取方面具有天然優(yōu)勢。因此，相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)對通過社會信任降低企業(yè)與資金提供者交往復雜性的需求較低。La Porta 等（1997）認為社會信任強調的是在維系與陌生人合作中的作用，如果交易、合作是依靠其他關系進行的，那么強調維系與陌生人合作的社會信任就不再顯得那么重要[21]。另一方面，國有企業(yè)主體缺位和管理層由政府委派使得企業(yè)代理問題更為復雜，股東與管理者之間較長的委托代理鏈條及國有企業(yè)運營目標的多元化降低了社會信任在規(guī)范內(nèi)部行為方面的作用，管理層的行政身份使其自利行為不會受到“連坐”懲罰，受社會制裁和道德壓力的影響也較小，而民營企業(yè)的管理層因其與股東委托代理鏈條的縮短及市場導向的經(jīng)營目標，其自利行為受到社會信任激勵約束影響的作用較大，因為一旦管理層“失信”，其將面臨未來職業(yè)不安全的風險，聲譽破損的成本和失信后重建信任的困難也會約束管理層的自利行為，反映在資本結構決策上就是當企業(yè)資本結構發(fā)生偏離時，民營企業(yè)管理者會基于社會信任的激勵約束機制愿意調整企業(yè)的杠桿水平，加快企業(yè)資本結構調整速度。據(jù)此，提出如下假設：

H2：相對于國有企業(yè)，社會信任對民營企業(yè)資本結構調整速度的影響更顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取2007-2018 年我國中小板上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，并對樣本進行如下篩選：（1）剔除金融類和ST 類上市公司；（2）剔除資產(chǎn)負債率大于1 或小于0 的上市公司及財務數(shù)據(jù)缺失的上市公司；（3）考慮社會信任相關數(shù)據(jù)缺失問題，剔除總部位于西藏、海南、新疆、內(nèi)蒙古、甘肅和青海的上市公司，共保留中國大陸25 個地區(qū)的社會信任數(shù)據(jù)；（4）剔除觀測數(shù)據(jù)未連續(xù)滿兩年及以上的公司樣本。最終得到6039 個樣本觀察值。研究數(shù)據(jù)來源于國泰安經(jīng)濟研究數(shù)據(jù)庫及國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，數(shù)據(jù)處理軟件為Stata 15.0 和Matlab2013a。

（二）變量定義

2.資本結構調整速度（λit）。本文采用非線性最小二乘法估計企業(yè)資本結構調整速度。與以往研究不同，假設該調整速度是隨企業(yè)特征和時間而變化的，并不是樣本企業(yè)的平均調整速度?；A的部分調整模型如公式（2）：

3.社會信任（Trustz）。本文使用多個代理變量來測量社會信任，以確保結論的穩(wěn)健性。Trust1 來自張維迎和柯榮?。?002）對不同地區(qū)社會信任水平的調查，衡量了企業(yè)感知的地區(qū)信任度[22]；Trust2 來自中國管理科學研究院編制的“中國城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)”，本文將2011-2013 年3 年的商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)平均值作為社會信任代理變量；Trust3 來自2015 年中國綜合社會調查（CGSS）數(shù)據(jù)，將調查對象對近十年回顧中問題“在不直接涉及金錢利益的一般社會交往/接觸中，您覺得陌生人中可以信任的人多不多？”的回答結果進行5 點定序賦值后的平均值作為社會信任代理變量，該指標衡量居民感知的地區(qū)信任度。為避免單一方法測量的片面性，本文綜合利用三種信任數(shù)據(jù)1○，利用基于離差最大化的組合評價法綜合測量社會信任水平（Trustz），度量公式如下：

其中，Trustzi為被評價對象i 在組合評價法下的社會信任綜合水平，fi1、fi2、fi3為被評價對象i 分別在3 種測量方法下的結果值，即Trust1、Trust2 和Trust3，利用公式（5）計算3 種測量方法的權重ωj，運用Matlab2013a 計算出ω1=0.3804，ω2=0.3162，ω3=0.3034。

全文涉及變量的具體定義如表1 所示。

（三）模型設計

本文構建實證模型1 用于檢驗假設H1。其中，Control 為相關控制變量，由于社會信任與資本結構調整速度相關關系也可以由其他區(qū)域因素驅動，高社會信任地區(qū)企業(yè)與低社會信任地區(qū)企業(yè)的某些區(qū)域特征存在差異，同時鑒于社會信任產(chǎn)生于地區(qū)制度建設、共同信仰和文化理念等因素，因此本文控制了區(qū)域層面影響社會信任的因素：區(qū)域GDP 增長率（GDPG）、區(qū)域人口增長率（POPG）、區(qū)域女性人口所占比例（FEMALEP）、區(qū)域內(nèi)宗教數(shù)量（RELIGION）、區(qū)域內(nèi)方言數(shù)量（DIALECT）、區(qū)域內(nèi)民族數(shù)量（ETHGR）。此外，本文還控制了年份（Year）和行業(yè)（Ind）效應，若H1 成立，Trustz 回歸系數(shù)應顯著為正。進一步根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權性質，將全部樣本分為國有企業(yè)（STATE=0）和民營企業(yè)（STATE=1）兩個子樣本，在這兩個子樣本中對模型1 進行估計，以此檢驗假設H2，若H2 成立，則國有企業(yè)樣本中回歸系數(shù)顯著性比民營企業(yè)樣本中顯著性弱。

表1 變量的具體定義

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2 列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果：λ 均值為0.1809，低于連玉君和鐘經(jīng)樊（2007）估計的我國A股上市公司調整速度的平均值（0.311）[23]，Distance 均值為0.1715，高于黃俊威和龔光明（2019）計算的我國A股上市公司實際資本結構偏離目標資本結構的均值（0.09）[24]，說明中小板上市公司的資本結構調整速度并不快，并存在較大的資本結構偏離。Trustz 的均值為0.3087，標準差為0.6112，說明我國目前處于社會信任普遍缺失階段，且不同地區(qū)社會信任存在較大差異，比較適合進行回歸分析。除了RELIGION 呈現(xiàn)右偏分布外，其余變量均值與中位數(shù)比較接近，呈現(xiàn)正態(tài)分布特征，符合已有文獻樣本分布特征。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

（二）檢驗結果

本文參考Driscoll 和Kraay（1998）的研究方法計算穩(wěn)健的t 值[25]。表3 列示了實證回歸結果：全樣本中Trustz 的回歸系數(shù)（0.0013）在1%水平下顯著為正，國有企業(yè)樣本中Trustz 的回歸系數(shù)不顯著，民營企業(yè)樣本中Trustz 的回歸系數(shù)（0.0015）在5%水平下顯著為正，假設H1 和H2 得到驗證。這說明社會信任的提升確實有助于加快上市公司的資本結構調整速度，且相較于國有企業(yè)，處在高社會信任地區(qū)的民營企業(yè)資本結構調整速度更快，從資本結構動態(tài)調整角度，社會信任對民營企業(yè)的治理效應更加明顯。

表3 實證回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量

（1）替換被解釋變量。因中小企業(yè)對流動負債依賴程度較大，故用流動負債與資產(chǎn)總額比替換資產(chǎn)負債率重新回歸進行檢驗，為了比較回歸系數(shù)差異，對Trustz 進行均值為0、標準差為1 的標準化處理。結果如表4 所示：全樣本中Trustz 的回歸系數(shù)（0.0020）在1%水平仍顯著為正，國有企業(yè)和民營企業(yè)分樣本中，Trustz的回歸系數(shù)（0.0017 和0.0020）分別在10%水平和5%水平上顯著為正，且前者相關系數(shù)小于后者，說明相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)中社會信任對提高資本結構調整速度作用更明顯；回歸結果均與前文基本一致，說明研究結論具有一定的穩(wěn)健性。（2）替換解釋變量。用Trust1、Trust2、Trust3 分別作為解釋變量重新回歸，表4列示了穩(wěn)健性檢驗結果（限于篇幅，僅列示了Trust2 的回歸結果），回歸結果均與前文基本一致，說明研究結論具有一定的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

2.替換樣本

根據(jù)《深交所多層次資本市場上市公司2018 年報實證分析報告》，中小板上市企業(yè)中，74.2%的公司屬于制造業(yè)，因此，筆者保留制造業(yè)樣本重新對模型1 回歸。結果顯示：全樣本中Trustz 的回歸系數(shù)（0.0012）在10%水平仍顯著為正，國有企業(yè)和民營企業(yè)分樣本中，Trustz 的回歸系數(shù)分別為不顯著和在5%水平上顯著為正，回歸結果均與前文基本一致，說明研究結論具有一定穩(wěn)健性。

（四）進一步研究

1.基于不同治理質量

Bhojraj 和Sengupta（2003）研究發(fā)現(xiàn)，公司治理質量的提升（以外部獨立董事比例和機構投資者持股比例衡量）能夠提高債券信用等級和降低債務資本成本[26]。范海峰和胡玉明（2010）、劉冰和方政（2011）研究也發(fā)現(xiàn)，較高的獨立董事比例和機構投資者持股比例會提高公司治理質量，降低企業(yè)的股權融資成本[27－28]。因此，本文以獨立董事比例、機構投資者持股比例分別反映公司內(nèi)外部治理質量，進一步考察不同治理質量下社會信任作為一種非正式治理機制對企業(yè)資本結構調整速度的影響?；貧w結果顯示（表5）：社會信任與內(nèi)部治理質量的交互項系數(shù)（Trustz*HIGHDE）不顯著，社會信任與外部治理質量的交互項系數(shù)（Trustz*HIGHST）在1%的水平下顯著為負，這進一步說明了社會信任對企業(yè)資本結構調整速度的影響主要從外部治理展開，社會信任可以作為一種外部非正式治理機制對資本結構調整速度的提升發(fā)揮作用。

表5 基于不同治理質量的回歸結果

2.基于不同調整方向

本文同時考察了不同調整方向情境中社會信任對資本結構調整速度的影響。為了反映社會信任在不同調整方向情境中的作用差異，本文對社會信任進行標準差為1、均值為0 的標準化處理，回歸結果顯示（表6）：在向上調整和向下調整情境中，不考慮治理質量時，Trustz 的回歸系數(shù)分別為不顯著和在1%的水平上顯著為正，這說明社會信任在向下調整情境中對資本結構調整速度的提升發(fā)揮作用更大。進一步結合不同治理質量發(fā)現(xiàn)：在向下調整情境中，社會信任與內(nèi)部治理質量的交互項系數(shù)（Trustz*HIGHDE）在1%水平下顯著為正，社會信任與外部治理質量的交互項系數(shù)（Trustz*HIGHST）在1%的水平下顯著為負；在向上調整情境中，社會信任與內(nèi)部治理質量的交互項系數(shù)未通過顯著性檢驗，社會信任與外部治理質量的交互項系數(shù)（Trustz*HIGHST）在1%的水平下顯著為負，進一步說明社會信任可以作為一種外部治理機制替代影響企業(yè)資本結構調整速度，且社會信任與內(nèi)部治理質量、外部治理質量的交互作用在向下調整情境下發(fā)揮作用更明顯。

3.基于不同調整方式

本文進一步探討了社會信任對發(fā)行債務（增加凈債務融資）、回購股票（負凈權益融資）、發(fā)行股票（正凈權益融資）、償還債務（降低凈債務融資）這4 種資本結構調整方式的影響，其中發(fā)行債務和回購股票用于資本結構向上調整，發(fā)行股票和償還債務用于資本結構向下調整。企業(yè)實際資本結構偏離程度越大，采取某種方式趨向相應調整方向的可能性越大。因此，本文將偏離程度（Distance）作為解釋變量，將采取上述4 種調整方式的可能性作為被解釋變量，建立Logit 模型2，并在不同信任環(huán)境樣本中對模型進行估計。

其中，ADJUST_Ni,t為資本結構調整啞變量，N 表示上述第N 種調整方式，如果i 企業(yè)在t 年度進行了第N 種調整方式則取值為1，否則為0。Distance 為企業(yè)實際資本結構與目標資本結構偏離程度，對Distance 進行標準差為1、均值為0 標準化處理，考察不同社會信任環(huán)境對資本結構調整方式的影響；Control 為企業(yè)層面影響資本結構調整速度的變量，包括公司規(guī)模(Size)、行業(yè)資本結構中位數(shù)(Lev_ind)和年份(Year)。

表6 基于不同調整方向的回歸結果

資本結構調整方式的具體測度：增加（降低）凈債務融資定義為t 年度新增（減少）債務除以年初總資產(chǎn)大于等于10%時取值為1，否則為0；正（負）凈權益融資定義為t 年度新增（減少）股東權益減去凈利潤除以年初總資產(chǎn)大于等于10%時取值為1，否則為0。回歸結果顯示（表7）：在向上調整情境中，對于增加凈債務融資這種調整方式，Distance 的回歸系數(shù)在低信任環(huán)境中不顯著，但在高信任環(huán)境中在5%水平上顯著為正；對于負凈權益融資調整方式，Distance 的回歸系數(shù)在低信任環(huán)境和高信任環(huán)境中均不顯著。回歸結果說明社會信任度越高，偏離程度與增加負債之間的關系越強，隨著信任環(huán)境的改善，企業(yè)利用增加債務的方式向上調整資本結構的可能性越大，但信任環(huán)境對企業(yè)通過股票回購方式向上調整資本結構的影響很微弱，這與我國依賴銀行借款、股票回購行為少的背景相符。在向下調整情境中，對于降低凈債務融資這種調整方式，Distance 的回歸系數(shù)在低信任環(huán)境和高信任環(huán)境均在1%的水平顯著為正，前者相關系數(shù)大于后者；對于正凈權益融資調整方式，Distance 的回歸系數(shù)在低信任環(huán)境和高信任環(huán)境均在1%的水平顯著為正，前者相關系數(shù)小于后者。回歸結果說明，信任環(huán)境的改善反而使企業(yè)利用降低負債的方式向下調整資本結構的可能性減小，但使企業(yè)利用股權融資方式向下調整資本結構的可能性增大。這說明信任環(huán)境的提升使得中小企業(yè)愿意增加負債或增加權益的方式融資，并不考慮自身實際資本結構是否高于或低于目標資本結構。

表7 基于不同調整方式的回歸結果

五、研究結論與對策建議

（一）研究結論

公司治理對企業(yè)資本結構調整行為具有重要影響，社會信任是陌生人之間存在的、具有懲戒或預防作用的一種非正式治理機制，這種非正式治理機制是否也對企業(yè)資本結構調整速度產(chǎn)生影響？基于此，本文以更注重社會結構資源關系的中小板上市公司為研究對象，實證研究社會信任對企業(yè)資本結構調整速度的影響，得出以下研究結論：

1.社會信任的提升有助于加快上市公司資本結構調整速度，且相較于國有企業(yè)，社會信任對民營企業(yè)資本結構調整速度的影響更加顯著。這說明社會信任的提升可以降低資本結構調整成本，提高資本結構調整速度，尤其對于民營中小企業(yè)，更應該強化誠實守信的價值觀念，注重自身行為規(guī)范，充分利用社會信任治理機制優(yōu)化企業(yè)資本結構，提升企業(yè)價值。

2.社會信任可以作為一種外部治理機制的替代對企業(yè)資本結構調整速度產(chǎn)生影響，且不同調整方向情境中社會信任對資本結構調整速度的影響具有差異性，即社會信任在向下調整情境中對資本結構調整速度的提升發(fā)揮作用更大，且社會信任與內(nèi)部治理質量、外部治理質量的交互作用在向下調整情境中發(fā)揮作用更明顯。這說明社會信任不僅具有獲取資源的工具性效應，更具有治理效應，且其治理效應的發(fā)揮主要從外部治理展開。

3.在向上調整情境中，社會信任的提升使企業(yè)利用增加債務方式向上調整資本結構的可能性增大，但社會信任對企業(yè)通過股票回購方式向上調整資本結構的影響微弱；在向下調整情境中，社會信任的提升使企業(yè)利用降低負債方式向下調整資本結構可能性減小，但使企業(yè)利用股權融資方式向下調整資本結構可能性增大。這說明中小企業(yè)融資行為并不理性，社會信任的提升使企業(yè)愿意增加負債或增加權益的方式融資，并不考慮自身實際資本結構是否高于或低于目標資本結構。

（二）對策建議

為了推進國家“穩(wěn)杠桿”政策的實施，完善企業(yè)的公司治理機制，提高企業(yè)的資本結構適度性，本文提出以下對策建議：

1.基于政府層面。政府部門應進一步加快推進社會信用體系建設，“穩(wěn)杠桿”不能僅僅依靠正式的治理機制，還要依靠非正式治理機制，社會信任體現(xiàn)良好文化和具有的激勵約束效應影響個人或企業(yè)的行為方式。因此，要提高企業(yè)資本結構調整速度，尤其是民營中小企業(yè)的資本結構調整速度，可以從改善社會信任環(huán)境入手，通過構建良好的信用體系、培養(yǎng)正確的意識形態(tài)，體現(xiàn)正確的價值觀。這對于國家實行“穩(wěn)杠桿”的經(jīng)濟政策也大有益處，尤其在“杠桿風險”較大的情況下，社會信任為企業(yè)向下調整資本結構提供新的思路。

2.基于金融監(jiān)管層面。監(jiān)管機構應加快構建以信用為基礎的新型監(jiān)管機制，規(guī)范企業(yè)的融資行為，優(yōu)化企業(yè)的融資環(huán)境，進而實現(xiàn)“穩(wěn)杠桿”和“穩(wěn)增長”的平衡。監(jiān)管部門可以依據(jù)協(xié)同共治的基本原則，建立健全信用監(jiān)管制度，逐漸形成守信激勵、失信懲戒的社會規(guī)范，通過社會信任的甄別機制為守信的企業(yè)提供融資服務，降低其融資成本，進而降低企業(yè)資本結構調整的成本，使其資本結構可以有條件進行適度調整。

3.基于企業(yè)層面。利用所處地區(qū)的社會信任環(huán)境完善公司治理機制，尤其是中小企業(yè)不應僅僅將信任作為獲取資源的工具，更應將其作為約束管理者行為的懲戒機制，利用社會信任外部治理的倒逼作用，降低企業(yè)的代理成本，使管理者在融資過程中以提高公司價值為目標作出融資決策。同時，中小企業(yè)應根據(jù)資本結構的不同調整方向，將公司現(xiàn)有的公司治理水平與地區(qū)信任環(huán)境相結合，采取適當?shù)馁Y本結構調整方式，理性調整負債和理性增發(fā)配股，使企業(yè)的資本結構保持一定的適度性。

注：

1○雖然張維迎和柯榮?。?002）的社會信任數(shù)據(jù)（TRUST1）最能反映企業(yè)感知的社會信任水平，但調查數(shù)據(jù)距今已接近20年，為了解決社會信任測量的時效性和單一性問題，本文引入近期兩種社會信任數(shù)據(jù)，包括和商業(yè)信任數(shù)據(jù)（Trust2）和居民感知的社會信任數(shù)據(jù)（Trust3），并利用組合評價法對社會信任綜合測量，為社會信任相關實證研究提供基礎。

2○每年各?。ㄊ?、區(qū)）的GDP 增長率數(shù)據(jù)、人口增長率數(shù)據(jù)及女性人口所占比例數(shù)據(jù)均通過國家統(tǒng)計局網(wǎng)站中數(shù)據(jù)查詢欄目-地區(qū)數(shù)據(jù)欄目-分省年度數(shù)據(jù)欄目中下載獲得。