社會信用、金融資源配置與中小企業破產風險

崔智斌

（中國人民大學財政金融學院，北京 100872）

0 引言

中小企業對于實體經濟的繁榮至關重要，是實體經濟中最具活力和創新力的群體。然而，由于銀企間嚴重的信息不對稱，使得中小企業對于內源性融資或向非正規金融系統借款來彌補資金缺口的依賴程度較高，融資渠道的匱乏導致中小企業信用違約或破產事件頻發[1]，這無疑對中國實體經濟的穩定性造成了重大的影響。為了提升中小企業服務實體經濟以及抗風險的能力，相關部門展開了一系列探索。社會信用體系作為減少信息不對稱的社會信用正式制度，在頂層設計中被屢屢提及：2021年12月出臺的《加強信用信息共享應用促進中小微企業融資實施方案的通知》提出要以社會信用體系為依托助力金融機構提升對中小微企業的服務能力，支持中小微企業紓困發展；2022年3月出臺的《關于推進社會信用體系建設高質量發展促進形成新發展格局的意見》也提出要以信用監管手段來強化市場約束、完善中小企業的強制退出制度。那么，社會信用體系究竟能否推動實體經濟發展，從而對中小企業發展發揮普惠效應？

縱觀社會信用的已有文獻，學者們研究發現社會信用體系通過減少經濟主體間的信息不對稱，能夠刺激銀行發放信用貸款的傾向[2]，緩解企業面臨的融資約束，減少違法違規行為[3]。反之，社會失信則會降低企業的全要素生存率[4]。其中，既有文獻驗證了社會信用能夠促進數字普惠金融發展[5]，但對社會信用體系的“普惠”效應評估有待細化，仍然缺乏基于中小企業群體生存視角的經驗證據支撐。在社會信用對中小企業、實體經濟發展的重要作用日益凸顯的背景下，社會信用體系建設能否加大金融資源向中小企業的傾斜力度、有效降低中小企業的破產風險，亟待進一步探討分析。

2015 年、2016 年先后兩批次推行的創建社會信用體系建設示范城市政策（后文簡稱“創建信用示范城市”），有效地提升了經濟主體的失信成本，是較為理想的外生沖擊事件[6]。有鑒于此，本文采用漸進雙重差分法評估了社會信用體系建設示范城市建設的資源配置有效性，以我國276個城市2011—2021年的面板數據作為樣本，檢驗社會信用體系建設與中小企業破產風險之間的關系，并通過DEA-Malmquist 指數測算出各城市對應的金融支持實體經濟效率，驗證其是否為二者間的作用機制。進一步，基于區域位置特征、非正式制度特征以及市場保護特征分析社會信用對中小企業破產風險的差異性影響，探討了創建信用示范城市對周邊城市的中小企業發展是否存在空間溢出作用。

1 理論分析與研究假設

社會信用體系作為經濟發展過程中的潤滑劑，通過滿足多樣化的融資需求，在企業的信貸融資及商業信用融資過程中發揮著重要影響[2，7]，能夠有效推動金融資源對實體經濟的傾斜，減少市場參與者的短期投機行為，進而讓資本以最合理的方式流向所需的中小企業實體經濟，更好地提升中小企業的創新能力[8]、降低中小企業的破產風險。具體而言，一方面，對于存在融資需求的中小企業而言，因為普遍受到融資歧視，往往會有更強的動機加大金融資產配置以期在短期內獲得較高的回報，進而壓縮了企業長期的實業收益，引致財務狀況惡化，加大破產概率[9]。社會信用體系建設有助于信用信息的公開透明和整合共享，打破銀行、企業間的信息壁壘，減少信息不對稱對中小企業貸款的抑制作用。另一方面，對于金融供給機構而言，社會信用體系建設能夠幫助他們做出更為科學的授信決策，高效地匹配中小企業的融資需求，降低獲取企業和個人公共信用信息資金成本，提高機構對信貸項目監管的有效性，規避部分中小企業的投機性融資需求，從而提升優質中小企業的出現概率，增加企業的資本積累。長此以往，能夠減少中小企業發展過程中因為信息不對稱而引致的融資難題，防范中小企業因為投機性動機而出現的金融化行為，從而有效降低中小企業因為投資“脫實向虛”或是經營不當所帶來的破產風險[9]。基于上述分析，提出如下假設：

假設1：社會信用體系建設能夠降低當地城市中小企業的破產風險。

假設2：社會信用體系建設通過提升金融支持實體經濟效率降低中小企業的破產風險。

社會信用體系建設通過公共信用信息共享系統實現公共信息互通，憑借行政許可、行政處罰雙公示制度加強數據源頭治理，能夠顯著提升重點行業領域的中小實體企業信用水平，增強跨城市的經濟交易活動的空間關聯性，從而對中小企業發展產生空間溢出效應。隨著城市圈建設進程的加快，不同城市社會信用體系間的聯系日趨緊密，也會引導跨城市的金融資源稟賦要素在支持中小企業發展過程中發揮空間溢出效應[10]。在此情況下，隨著社會信用體系覆蓋范圍的擴大，金融資源能夠更為高效地在城市圈內的中小實體企業中流動，因此社會信用體系建設對于中小企業破產風險的抑制效應理論上具有空間外溢性。基于上述分析，提出如下假設：

假設3：社會信用體系建設能夠降低周邊城市中小企業的破產風險。

2 研究設計

2.1 模型設定

首先，為了檢驗假設1，通過漸進雙重差分模型以識別社會信用體系建設對中小企業破產率的抑制作用。構建如下基準回歸模型:

式（1）中，i代表城市個體，t代表年份，BANKRUPTCYit代表被解釋變量中小企業破產率，SCSit代表核心解釋變量社會信用，CONTROLSit代表其他控制變量，εit代表隨機擾動項。

其次，當滿足式（2）交互項系數β2顯著時，假設2 成立。模型設定形式如下：

最后，對假設3創建信用示范城市政策的空間溢出效應進行檢驗。模型設定形式如下：

式（3）中，Wij是空間權重矩陣元素，在此通過MATLAB軟件構建空間鄰接矩陣與地理距離矩陣。其中，地理距離矩陣Wdistance的測算方法如下：

式（4）中，dij表示城市i與j之間的地理距離，通過經緯度①城市所在地經緯度數據來源于國家基礎地理信息系統網站。測算得出。

2.2 變量說明

（1）被解釋變量：中小企業破產率（BANKRUPTCY）。通過中國裁判文書網獲取2011—2021年的破產類裁判文書②破產類裁判文書通過案件案號中的裁判類型字段是否存在“破”“破申”“破初”“破預”等字樣進行識別，若同一案件存在多份裁判文書，則依據案號進行歸并處理。，將破產企業名稱信息與RESSET 工商信息數據庫進行匹配，整理出“城市-年份”層面的共計4 萬余件破產申請案件總數[11]。在此基礎上，借鑒李昊然等（2023）[12]對于小微企業破產風險的測度方法，依據《統計上大中小微型企業劃分辦法（2017）》的判斷標準劃分出14 個行業的中小企業，基于ORBIS 數據庫的中國企業財務數據，測算出各行業的中小企業比率[13]。在此基礎上，根據每家工商企業所在城市、存續時間、為中小企業的概率等信息，求得城市-年份維度的破產中小企業數量以及全部中小企業數量的估計值。將二者的比值乘以10000 的基點單位作為城市-年份維度的中小企業破產率的代理變量。

（2）核心解釋變量：社會信用（SCS）。本文將創建信用示范城市評選視為一次準自然實驗，使其作為各城市內部的社會信用的代理變量，入選創建信用示范試點名單的城市具有更高的社會信用建設水平。以2015—2016年設立的2 批共38 個試點城市為實驗組，設置Treat和Post兩個虛擬變量，將示范城市確立當年及之后年份設為實驗組，Treat設定為1，未獲批的城市為對照組，Treat設定為0，Post=0 表示城市入選社會信用體系建設示范名單前的年份，Post=1 代表入選當年及之后的年份，核心解釋變量即Treat和Post二者的交互項。

（3）機制變量：金融支持實體經濟效率（FSE）。已有文獻多基于省級層面數據，構建以金融資源為投入和實體經濟為產出的評價指標體系[14]，通過DEA-Malmquist 指數模型測算效率。本文也采用上述方法測算城市層面的金融支持實體經濟效率。基于數據可得性的考慮，關于金融資源投入從保險資源、銀行資源以及人力資源三個方面加以測度；關于實體經濟產出變量的選取，常見的測度指標為GDP 扣除金融業和房地產業后的增加值，但因為地級市層面披露的金融業及房地產業增加值過少，難以通過該測度指標衡量，在此參照李青原等（2013）[15]的研究，將第二產業增加值作為衡量實體經濟產出的指標。最終構建的測度指標體系如表1所示，通過求解所得的全要素生產率來表示金融資源對實體經濟的支持效率。

表1 金融支持實體經濟效率評價指標體系

（4）控制變量：科教支出（R&D），用科教支出占政府支出的比重衡量；政府干預（GOVERN），用財政收入占GDP的比重衡量；通信水平（COMMUNICATION），用移動電話萬戶數的對數衡量；人力資源（LABOR），用每千人在校大學生數的對數衡量；產業結構（INDUSTRY），用第二產業產值占GDP的比重衡量。

2.3 數據來源

本文的主要數據來源于中國裁判文書網、RESSET 工商信息數據庫、ORBIS數據庫、CNRDS數據庫以及各城市的統計年鑒，構建2011—2021 年276 個城市的面板數據集，對于其中存在的殘缺值則通過線性插值法進行填補。描述性統計如表2所示。

表2 變量描述性統計

3 實證分析

3.1 基準回歸分析

表3 列（1）、列（2）的雙向固定效應估計結果顯示，社會信用的估計系數均為負并通過了1%水平上的顯著性檢驗，這也論證了社會信用具有的普惠效應，確實能夠顯著降低中小企業破產的概率，假設1通過檢驗。社會信用體系作為構建營商環境的核心內容之一，能夠切實增強信用監管力度，規范市場交易行為，增加契約失信成本，為中小企業群體的生存予以有力的正式制度保障。

表3 基準回歸結果

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 平行趨勢假設檢驗

本文通過構建相對年份虛擬變量（pre1至pre5、current以及post1 至post5）進行平行趨勢檢驗，在此以pre5 為基期，采用事件研究法來探討中小企業破產風險的動態變化。檢驗結果如圖1所示，在創建信用示范城市政策實施之前的虛擬變量（pre1至pre4）的估計系數并沒有通過顯著性檢驗，通過雙重差分模型的平行趨勢假設檢驗。實施之后的虛擬變量（post1 至post5）的估計系數則表明，盡管影響效果存在滯后效應且有所波動，但總體而言，在創建信用示范城市政策實施后其對中小企業破產率開始呈現顯著的抑制作用，與基準回歸結果一致。

圖1 平行趨勢檢驗圖

3.2.2 安慰劑檢驗

本文通過隨機生成社會信用體系建設示范城市入選年份，構建新的核心解釋變量SCS_new，探討在不同的政策實施時間下社會信用體系建設是否依然降低了中小企業的破產風險。在此將隨機處理過程重復500次，結果如圖2所示，社會信用體系建設對中小企業破產率的抑制效果不再顯著，多數SCS_new未通過10%水平上的顯著性檢驗，估計系數集中在-0.2到0.2區間范圍內，大于基準回歸系數值-0.554，這意味著估計結果并非偶然所得，很難受到未考慮到的隨機因素干擾，基準回歸結果較為穩健。

圖2 安慰劑檢驗圖

3.2.3 異質性處理效應檢驗

漸進雙重差分法可能會產生異質性處理效應問題，通過Stata 16.0 中的Twowayfeweights 命令進行檢驗，產生的共計238個ATT均為正權重，說明估計系數在因果識別上是可信的。

3.2.4 替換核心變量

（1）考慮到政策實施的滯后效應以及反向因果問題，將核心被解釋變量作滯后一期處理，把政策實施的第二年及之后年份取1后重新回歸（L.SCS）。（2）將中小企業破產率替換成中小企業破產數量，將它與城市年末總人口數的比值作為代理變量重新回歸。表4列（1）、列（2）表明，替換核心變量后的結果依然通過了1%水平上的顯著性檢驗。

表4 穩健性檢驗結果

3.2.5 子樣本檢驗

副省級城市在行政級別、政治與經濟發展地位上具有特殊性，資源集聚程度與配置效率均較高，可能會影響基準結論的可靠性。為了排除上述經濟發達城市導致的異常值情況，本文將省會城市與副省級城市剔除。由表4列（3）可知，SCS依然通過了1%水平上的顯著性檢驗，模型較為穩健。

3.2.6 增加控制變量

由于中小企業的群體生存條件可能受到市場化環境、普惠金融發展水平等因素影響，本文在基準模型的基礎上增加了市場化指數（MARKET）、數字普惠金融指數（INCLUSIVE）兩個控制變量。表4列（4）SCS的估計系數依然顯著，再一次驗證了基準結果的可靠性。

3.2.7 PSM-DID檢驗

為了緩解創建信用示范城市與其他未入選城市在變化趨勢上的系統性差異，本文通過傾向得分匹配法篩選樣本，協變量選取基準模型中的控制變量，運用Logit模型實現無放回最近鄰1:2樣本配對進而加強實驗組與控制組間的可比較性。由表4列（5）可知，SCS仍然通過了10%水平上的顯著性檢驗，表明基準回歸結果較為穩健。

3.3 作用機制分析

基于前文的理論分析，沿著“社會信用體系建設→金融資源配置效率提升→中小實體企業融資約束緩解→降低中小企業破產風險”的邏輯路線，檢驗金融支持實體經濟效率是否為社會信用體系建設影響中小企業破產風險的機制變量，結果如表5所示。

表5 機制檢驗結果

表5列（1）顯示，FSE變量的估計系數顯著為負，表明一個城市金融支持實體經濟效率的提升能夠降低中小企業的破產風險；交互項SCS*FSE系數通過了1%水平上的顯著性檢驗且方向為負，這意味著金融支持實體經濟效率高的城市相較于效率低的城市，在入選創建信用示范試點名單后，中小企業發生破產的概率更低。因此創建社會信用體系建設示范試點城市政策會增強金融支持實體經濟效率的抑制效應，假設2成立。

4 進一步討論

4.1 異質性分析

4.1.1 區域位置特征

胡煥庸線是我國人口密度的對比線，在這條線的西北側城市受地理位置因素影響，其交通便利度、人口密度以及經濟發達程度均相對滯后，使得創建信用示范城市的政策效應難以得到激發。在此，將胡煥庸線作為分類依據①胡煥庸線西北側城市樣本包括新疆、青海、甘肅、寧夏和內蒙古的城市。其余樣本則為胡煥庸線經過的城市以及東南側城市。，下頁表6 列（1）、列（2）的結果表明，社會信用對中小企業破產風險產生的抑制效應自胡煥庸線以東到西由負轉正，在胡煥庸線東南側社會信用建設的完善有利于降低中小企業破產風險，胡煥庸線西北側地區則不存在明顯的抑制作用。其可能的原因是，胡煥庸線東南側的城市在信用制度、“信用＋應用場景”、紅黑名單認定管理體系等方面更為成熟，能夠更為有效地引導資源稟賦，為中小企業的生存發展構建良好的營商環境。

表6 分組回歸結果

4.1.2 非正式制度特征

社會信用體系建設的終極目標之一即提升市場主體間的信任水平，通過社會和道德層面的約束與法律制度形成互補關系。長此以往，這種社會中持續存在的利他主義風氣將有助于減少市場交易中的制度性成本。在此探究了在不同水平的非正式制度——社會信任的特征差異，通過CGSS 數據庫在2011—2013 年、2015 年、2017—2018 年及2021年關于社會信任的測度②社會信任通過CGSS問卷中“您是否同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”的提問進行測度。測度步驟如下：首先剔除“不知道”“拒絕回答”等無效回答，其次將“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意或不同意”“比較同意”以及“完全同意”這五類回答按照1～5分依次賦值，最后計算各省份的平均值，與各城市所在省份相匹配。，按照社會信任是否大于等于中位數分為高、低社會信任兩組進行回歸分析。由表6 列（3）、列（4）可知，地方的社會信任非正式制度和社會信用體系正式制度存在替代關系：在社會信任較弱的區域內，更有利于社會信用體系發揮出對中小企業破產的抑制作用。

4.1.3 市場保護特征

不同區域內部的地方保護主義可能會導致市場分割現象的出現，造成金融資源流動以及市場交易活動的滯后。在此計算每年各省份的市場一體化指數，依據是否高于各年全國中位數劃分為市場一體化強、弱兩個分組進行回歸。表6 列（3）、列（4）的結果表明，在強市場一體化的區域內，社會信用體系建設對中小企業破產率的抑制效應更為明顯。可能的原因是，在市場一體化程度較高的區域內，社會信用體系的資源配置效應更加容易得到發揮，有利于公平競爭的營商環境形成，從而有效地降低中小企業經營不善導致的破產風險。

4.2 空間溢出效應分析

為了探究入選創建信用示范城市名單的城市能否切實為周邊城市發揮示范帶頭作用，本文在通過空間自相關檢驗的基礎上，根據LM檢驗和LR檢驗的結果，最終確定采用空間杜賓-雙重差分模型（SDM-DID）進行檢驗。表7列（1）、列（2）依次報告了在0-1鄰接矩陣及地理距離矩陣下的空間溢出效應分解結果：SCS的間接效應估計系數均顯著，假設3 成立。由此驗證了創建社會信用體系建設示范城市確實能夠突破空間限制，促進鄰近城市的中小企業群體生存環境完善優化；并且隨著鄰近地區社會信用的提升，同樣會對本地中小企業發展產生溢出效應。

表7 空間杜賓-雙重差分回歸估計結果

5 結論

本文研究發現：創建社會信用體系建設示范城市發揮了積極良好的政策效應，能夠顯著降低中小企業破產風險，金融支持實體經濟效率的提升是二者間的重要機制。異質性檢驗結果表明，社會信用體系建設對中小企業發揮的普惠效應會受到區域位置、非正式制度以及市場保護這些特征的差異影響，在胡煥庸線東南側以及高市場一體化的分組內抑制影響更加明顯，社會信用體系這一正式制度建設與社會信任的非正式制度存在互補關系。進一步討論發現，社會信用存在空間輻射影響，入選創建社會信用體系示范試點名單的城市也能夠對周邊城市的中小企業生存發展起到支持作用。