社会信用体系改革对企业绿色创新的影响研究.pdf

第2 0 卷第8 期2023年8 月DOI编码：10.396 9/j.issn.1672-884x.2023.08.009社会信用体系改革对企业绿色创新的影响研究管理学报Chinese Journal of ManagementVol.20 No.8Aug.2023乔 菲1文雯（1.东北财经大学会计学院中国内部控制研究中心；2.北京外国语大学国际商学院）摘要：基于创建社会信用体系建设示范城市这一准自然实验场景，采用2 0 0 7 2 0 19年沪深A股上市公司数据构建多时点双重差分模型，从绿色创新的视角，探究社会信用体系改革政策的实施效果。研究发现：社会信用体系改革显著提升了企业绿色创新水平；在市场化程度较薄弱的地区中，社会信用体系改革发挥了更强的绿色创新激励效应；区分产权性质后发现，社会信用体系改革对民营企业绿色创新的正向影响更为明显；机制检验显示，社会信用体系改革通过激发创新意愿、提升环境信息披露质量和降低融资成本的途径，促进企业绿色创新；拓展性研究显示，社会信用体系改革通过促进企业绿色创新发挥了价值提升效应。关键词：社会信用体系改革；绿色创新；市场化水平；产权性质；企业价值中图法分类号：C93文献标志码：A文章编号：16 7 2-8 8 4X(2023)08-1189-09Research on the Impact of Social Credit System Reform on Corporate Green InnovationQIAO FeilWEN Wen?(1.Dongbei University of Finance and Economics,Dalian,Liaoning,China;2.Beijing Foreign Studies University,Beijing,China)Abstract:Based on the quasi-natural experimental scenario of creating a demonstration city for socialcredit system construction,this study adopts a multi-period double-differences model with the data of A-sharelisted companies in Shanghai and Shenzhen from 2007 to 2019 to explore the implementation effect of the cred-it reform pilot from the perspective of green innovation.The results reveal that:the pilot credit reform signif-icantly improves corporate green innovation.In regions with weaker marketization,social credit system reformhas a stronger incentive effect on green innovation.Distinguishing the nature of property rights,the positiveimpact of the pilot reform of the social credit system on green innovation is more pronounced in private enter-prises.The mechanism test shows that the pilot reform of the social credit system promotes corporate greeninnovation by stimulating corporate willingness to innovate,improving environmental information disclosurequality,and reducing financing costs.Further analysis shows that social credit system reform exerts a valueenhancing effect by promoting corporate green innovation.Key words:social credit system reform;green innovation;marketization level;property right;firm value构建，助力于实现生态环境和经济增长的和谐1研究背景发展1。因此，如何推动企业绿色创新，促使企随着我国生态文明建设进程的推进，绿色业实现绿色转型，是我国经济实现高质量增长发展理念逐渐深入人心，如何协调环境保护和的关键。然而，绿色创新过程存在研发周期长、经济增长之间的关系，成为我国经济高质量发失败风险高、资金供给不足、创新意愿低等问展道路上迫切需要解决的问题。绿色创新是以题，导致企业绿色创新动力不足。除环保约谈、推动绿色技术发展和改善生态环境为目标的技环境税征收、排污权交易等正式制度能对企业术创新活动，倡导绿色、低碳和循环生产体系的绿色创新产生监督和制约之外 2 41，以社会信用收稿日期：2 0 2 2-0 6-30基金项目：国家自然科学基金资助项目（7 2 0 0 2 0 14）；教育部人文社会科学研究青年基金资助项目（2 1YJC790094）；东北财经大学科研平台研究能力提升专项（PT-Y202220）.1189管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月为代表的非正式制度能否发挥绿色创新激励效制度视角探究企业绿色创新的驱动因素。与上应有待深人探究。述研究不同，本研究从社会信用体系的非正式信用是城市经济社会发展的重要基石。为制度视角出发探讨其对绿色创新的影响，丰富务实开展我国社会信用体系建设工作，根据国和拓展了制度环境对企业绿色创新行为影响的务院关于印发社会信用体系建设规划纲要研究。借助国家发展改革委分批创建社会信（2 0 142 0 2 0 年）的通知（国发【2 0 14】2 1号），用体系建设示范城市的外生事件冲击，构建多国家发展和改革委员会与中国人民银行联合推时点双重差分模型进行准自然实验，能够有效出了社会信用体系建设示范城市的创建工作，克服以往关于社会信用的研究中存在的内生性探索信用建设和信用监管的好经验与好做法，问题。以往研究主要采用社会调查数据、献血以便在全国各城市复制推广。社会信用体系改率等指标刻画地区信用水平7，存在结果受到革的主要措施包括优化升级信用信息共享平被调查者主观情绪影响、指标缺乏动态性等方台、建立健全社会信用奖惩联动机制、加大对严面的局限性。本研究借助社会信用体系改革重失信行为的打击力度等。创建社会信用示范分批试点的外生事件进行双重差分检验，能够城市是推动和完善社会信用体系建设的重要举克服已有研究在指标度量方面的缺陷，较为准措。确地识别社会信用对绿色创新的影响。社会信用体系改革可能对企业绿色创新行2文献回顾与研究假设为产生激励效应。首先，社会信用体系改革有助于营造公平竞争和统一高效的市场环境，打击地方保护主义行为，持续优化营商环境，降低企业的寻租空间。这些举措有助于激发企业的绿色创新意愿，提升企业的绿色创新水平。其次，社会信用体系改革要求建立更为完善的环境信息披露制度，将企业的污染排放情况纳人社会信用等级评价，这使得企业更加重视环境保护及污染治理质量，激励企业将更多的资源投人到绿色创新活动中，进而满足利益相关者的期待和要求。再次，社会信用体系改革致力于完善金融信用基础设施建设，促进金融基础信息的互联互通及共享，这有助于改善金融服务质量，降低企业的债务融资成本，缓解绿色创新过程中面临的融资约束困境，进而提升企业参与绿色创新的能力。因此，本研究预期社会信用体系改革促进了企业绿色创新，推动了企业绿色发展转型。本研究的边际贡献可能在于：从绿色创新的视角揭示了社会信用体系改革的实施效果。已有对社会信用体系改革政策效果的研究较少，曹雨阳等 5 首次基于社会信用体系改革的制度背景，发现这一政策促使企业承担更多的社会责任。加快绿色技术创新是我国实现“碳达峰、碳中和”目标和经济社会可持续发展的关键路径，目前尚未有研究探讨社会信用体系改革对企业绿色创新的影响及其作用机理，本研究的结论对这一政策实施效果的文献进行了拓展。从社会信用的维度拓展了企业绿色创新的影响因素研究。已有研究从绿色信贷政策 6 、环境税征收 3、排污权交易政策 2 等正式:11902.1绿色创新的影响因素文献综述已有研究主要从宏观政策、利益相关者和企业内部因素3个层面对绿色创新的影响因素展开探讨。在宏观政策层面，政府的环境管制、排污权交易、环境税征收、环保约谈等制度均会影响企业绿色创新行为。具体而言，环境规制会加剧企业污染治理的成本，挤占绿色创新投入，阻碍企业绿色创新9；但环境规制也可能产生创新补偿效应，促进企业绿色技术创新 10 1。政府补贴是促进企业绿色创新和环境保护的有效干预方式 11。排污权交易试点政策有利于民营企业进行低碳技术创新 2 。环境税的征收制度倒逼企业进行绿色创新，从而实现污染减排和经济增长的长期效果 3。生态环境部对履职存在缺陷的地方政府负责人进行环保约谈的制度，有效提高了被约谈地区企业的绿色创新水平，但该政策仅具有短期效应，不具有长期影响力“。在利益相关者层面，媒体、客户和竞争者等利益相关者对企业绿色创新具有显著影响。具体而言，媒体环境报道能够显著提高企业绿色创新产出水平12 1。客户和供应商维度的绿色供应链集成能够促进绿色产品和流程创新，进而降低环境成本，提升环境绩效 13。由于国内外环保理念和技术创新水平的差异性，国外客户在推动企业绿色产品创新方面发挥了重要作用 141。此外，当同行业企业的绿色技术创新水平较高时，企业出于同辈竞争压力，也会相应提高自身的绿色创新水平 15.16 。在企业内部因素方面，已有研究主要从股社会信用体系改革对企业绿色创新的影响研究权结构、董事会治理、高管特征和组织认同等视角分析绿色创新的影响因素。家族企业出于社会情感财富延续的动机，展示出更强的绿色创新倾向 17。以独立董事为代表的董事会治理水平的提高有助于促进企业绿色创新，女性董事占比越高时，企业绿色创新水平也越高 18 。高管对家乡的身份认同感更强时，对企业绿色创新的投入意愿更强 19。组织成员对环境问题的积极认同也有助于提高绿色创新效率 2 0 1。概而言之，现有研究对绿色创新的影响因素进行了充分的探讨，但社会信用作为一种非正式制度能否对企业绿色创新行为产生影响尚未有明确的实证证据。本研究拟将利用社会信用体系改革这一准自然实验，探究社会信用与绿色创新之间的因果关系，对绿色创新的影响因素研究进行丰富和补充。2.2研究假设2.2.1社会信用体系改革与企业绿色创新首先，社会信用体系改革致力于营造公平竞争、统一高效的市场环境，这有助于激励企业锐意进取、积极创新。在非公平的市场竞争环境中，企业会试图通过寻租等手段从政府部门获取营业执照和行政许可、政府补助和垄断资源等。这些寻租行为会大大挤占企业的创新资源，导致资源配置的扭曲，降低公共支出效率 2 1。社会信用体系建设的环节之一是要加快政府守信践诺机制建设，积极营造公平竞争、统一高效的市场环境，打击地方保护主义行为。已有研究表明，营商环境的优化有助于打破行政性垄断，降低企业的寻租空间，降低市场进入门槛，为企业节省制度性交易成本和行政审批时间，提升企业创新活力 2 2。因此，社会信用体系改革带来的营商环境的改善有助于激发企业的创新意愿，提升企业的绿色创新水平。其次，社会信用体系改革有助于改善环境信息披露质量，促进企业进行绿色创新。社会信用体系建设要求健全信息披露制度，特别是在环境保护和能源节约方面，要求建立和完善环境管理、监测和信息公开制度，将企业的污染排放情况等纳入信用等级评价，与银行、证券、商务等部门联动，同时加强群众监督和舆论监督约束。这些举措有助于改善企业的环境信息披露，降低企业内外部信息不对称程度，强化外部利益相关者对于企业环境污染及其治理能力的监督，并对企业的环境保护和能源节约等方面的能力提出了更高的要求。因此，企业有动力增强绿色创新意识，将更多的资源投入到绿一一乔菲文雯色创新活动中，不断提升绿色创新的技术和水平，以满足外部利益相关者的期待和要求。再次，社会信用体系改革有助于改善金融服务质量，降低企业融资成本，缓解融资约束困境，提升企业参与绿色创新活动的能力。信息不对称和代理问题的存在，减少了企业以较低的成本获取外源融资的可能，产生融资约束问题 2 3。特别对于高风险的创新活动而言，创新投入的增加进一步扩大了信息不对称程度 2 41，加剧了资金提供者对管理层改变资金用途、挪用项目资金的担忧，使得资金提供者更可能减少投资额或提高必要报酬率，以致于企业难以获取足够的资金用于绿色创新活动。社会信用体系建设有助于完善金融信用信息基础设施建设，推动金融业构建统一的征信平台，并促进金融基础信息的互联互通及共享，这些举措有助于诚信的企业获得更多的金融支持。本研究认为，信用示范城市的创建有助于缓解企业的融资约束困境，客观上增强了企业进行绿色创新的能力。综上分析，提出如下假设：假设1社会信用体系改革能够促进企业绿色创新。2.2.2市场化程度的调节效应用以界定、规范和协调人们经济活动与经济关系的经济制度，是由正式制度和非正式制度两部分组成。正式制度是人们创造出的一系列法规、政策和规则，市场化水平是衡量地区市场经济发展程度和法制建设完善度的综合指标，也是正式制度的表现形式 2 5；非正式制度是不依赖于人们主观意志的社会文化传统和行为规范，信用便是影响社会经济发展和企业行为的一种重要的非正式制度7。学者们普遍认为，当法律、产权制度和契约等正式约束不完备时，非正式制度更能发挥作用 2 6 。社会信用作为非正式制度的一种重要表现形式，也能在一定程度上替代正式制度的功能，在监管较弱的环境中发挥绿色创新激励效应。具体而言，社会信用水平的提高能够增强股东与经理层之间的信赖程度，作为一种软治理机制，降低经理层在创新活动中的偷懒卸责和机会主义行为，提高企业的创新绩效；同时，社会信用的增强有助于降低由信息不对称产生的信息搜集和交易成本，便利企业债务融资行为，降低债务融资成本2 7，从而为企业绿色创新获取更充足的资金支持。因此在正式制度较弱的环境中，社会信用的作用可能更加重要，而在正式制度较为完善时，社会信用发挥监督效应和缓解信息不对.1191:管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月称作用的空间有限。基于上述分析，正式制度他数据来自国泰安数据库（CSMAR）。的市场化程度可能与非正式制度的信用体系建3.2研究模型与变量定义设存在替代效应。据此，提出如下假设：本研究借助信用改革分批试点的准自然实假设2 社会信用体系改革对企业绿色创验场景，构建如下多时点DID模型，探究其对新的促进作用，在市场化程度较低的地区更为企业绿色创新的影响：显著。GP/GI=o+iCR+;Controls+FI+Y+，(1)2.2.3产权性质的调节效应式中，被解释变量为t十1期的企业绿色创新水国有经济和民营经济均是我国经济体系的平，借鉴已有研究 2.6 ，采用以下两个指标来衡重要组成部分。由于法律及相关制度的不完量：GP代表企业绿色发明专利和绿色实用善，民营企业在信贷融资方面遭受政策上的歧新型专利的申请数量之和加1取自然对数；视，较难与国有企业处于相对公平的市场地位。G I 代表企业绿色发明专利申请数量加1取自就银行信贷体系而言，目前金融体系仍是由国然对数。解释变量CR为本研究重点关注的双有四大银行为主导，政府在银行信贷资源配置重差分变量，如果企业所在城市人选了创建社中扮演重要角色，国有企业更容易从银行信贷会信用体系建设示范城市，那么人选当年及以体系中获得资源支持 2 7 。以社会信用为代表的后的年份取值为1，否则为0。如果假设1成立，非正式制度能够有效缓解民营企业在信贷资源预期CR的估计系数（i）显著为正。此外，o表配置中面临的制度约束和歧视。具体而言，社示常数项；i表示一系列控制变量（Controls）的会信用能够促进信息的交流与传递，降低信息系数；表示残差项；模型标准误经过了公司层不对称程度，帮助投资者更客观地评价投资项面的聚类处理，并控制了公司固定效应（FI）和目风险，减少逆向选择问题，从而为风险性投资年份固定效应（Y）。项目获得资金支持8；同时，信用体系的完善能参考已有研究 6.2 8 ，本研究控制了其他可能够增强管理层诚信观念，减少财务舞等失信影响绿色创新的因素，包括企业规模（SI）、资行为，降低投资者的监督成本，增强长期合作的产负债率（LEV）、盈利能力（ROA）、账面市值可能性，从而缓解企业的融资约束。特别是社比（BM）、现金比率（CA）、研发投入（RD）、资本会信用体系改革注重对诚信企业的奖励和对失性支出（CAP）、固定资产占比（PPE）、机构投信企业的惩罚，这种柔性监管机制能够更好地资者持股比例（INS）、两职合一（DU）、独立董发挥激励作用，为信用历史较好的民营企业获事比例（BI）和企业年龄（AGE）。本研究各变量得全方位的资源支持。综上分析，本研究预期的定义见表1。社会信用体系改革对绿色创新的激励效应在民表1变量的定义营企业中发挥作用的空间更大、效果也更为显变量代码绿色专利GPt+1期的绿色专利申请总数，等于绿色发明专利申著。据此，提出如下假设：申请总数假设3社会信用体系改革对企业绿色创新的促进作用，在民营企业中更为显著。3研究设计3.1样本选择与数据来源本研究的初始样本为2 0 0 7 2 0 19 年沪深A股上市公司。由于2 0 0 7 年新会计准则开始实施，为排除准则变更的可能影响，以2 0 0 7 年为样本起点；由于企业绿色创新变量采用了t十1期数据，因而本研究实际样本数据截止到2 0 2 0 年。在样本筛选过程中，剔除金融行业企业、资不抵债的企业、ST/*ST企业和指标存在缺失的观测值，最终得到30 430 个公司-年份观测值。为避免回归结果受到异常值的影响，对连续变量进行1%和9 9%水平上的缩尾处理。企业绿色创新数据来自中国研究数据服务平台（CNRDS)，其:1192变量定义请数量与绿色实用新型专利申请数量之和加1再取自然对数绿色发明专GIt十1期的绿色发明专利申请数量，等于绿色发明专利申请数利申请数量加1再取自然对数社会信用体CR当企业注册地人选了社会信用体系建设示范创建系改革城市时，人选当年及以后的年份取值为1，否则为0企业规模SI总资产的自然对数资产负债率LEV总负债/总资产X100%盈利能力ROA净利润/总资产10 0%账面市值比BM所有者权益账面价值/市值10 0%现金比率CA现金持有量/总资产10 0%研发投入RD研发支出/营业收人X100%资本性支出CAP资本支出/总资产；资本支出指购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金固定资产占比PPE固定资产净值/总资产10 0%机构投资者INS机构投资者持股数量/总股本持股比例两职合一独立董事比例BI独立董事人数/董事会总人数企业年龄AGE企业成立年限的自然对数DU虚拟变量，董事长和总经理为同一人时取值为1,否则为0社会信用体系改革对企业绿色创新的影响研究4实证结果与分析4.1描述性统计各变量的描述性统计结果见表2。表2中，绿色创新变量（GP和GI）的均值分别为0.417和0.2 9 0，与已有研究的统计结果相似 2 8 ；其标准差分别为0.8 30 和0.6 6 8，说明不同企业之间的绿色创新水平差异较大。双重差分变量CR的均值为0.2 2 9，说明样本中仅有22.9%的观测值受到了社会信用体系改革这一政策的冲击，因此为保证回归结果的可靠性，本研究还使用倾向评分匹配法进行稳健性检验。其他控制变量的描述性统计结果与以往研究较为一致，不再述。表2 描述性统计（N=30430)变量均值标准差最小值中位数最大值GP0.417GI0.290CR0.229SI22.032LEV0.427ROA0.040BM0.418CA0.198RD0.031CAP0.052PPE0.220INS0.453DU0.257BI0.373AGE2.6964.2回归结果本研究各检验的回归结果如下。(1)假设1回归结果社会信用体系改革对绿色创新的双重差分回归结果见表3。由表3可知，无论是否加人控制变量，CR的估计系数均显著为正。研究表明，当企业所在地区纳入社会信用体系建设示范创建城市后，企业绿色创新水平显著提升，体现为绿色专利申请总数的增加和绿色发明专利申请数量的增加。对于经济显著性，由列（2)和列（4)的结果可以看出，当企业所在城市纳人试点后，其绿色专利申请总数相对于均值增加了约8%（0.0 32/0.417），绿色发明专利申请数量增加了约10%（0.0 30/0.2 9 0），说明本研究的结论具有较强的经济显著性和现实意义。据此，假设1得以证实。(2)假设2 回归结果市场化指数越高，代表正式制度越完善。本研究选取第一批社会信用体系改革前一年（即2 0 14年）企业所处地区的市场化指数 2 9 ，按照中位数将样本分为市场乔菲文雯表3社会信用体系改革与企业绿色创新（N=30430)GP类别(1)CR0.034*(2.79)SILEVROABMCARDCAPPPE0.8300.0000.6680.0000.4200.0001.28519.6470.2070.0510.055-0.2160.2850.0510.1460.0160.0410.0000.0490.0000.1660.0020.2430.0040.4370.0000.0530.3330.4221.099GI（2）(3)0.032*0.033*(2.57)(3.14)0.050*(5.86)0.080*（2.30)0.519*(6.63)0.026(1.26)0.032(0.96)1.138*(6.68)-0.016(0.20)0.129*0.0003.7840.0003.3320.0001.00021.84926.0710.4200.8780.0380.1990.3451.5600.1550.7190.0220.2350.0370.2350.1850.7090.4760.9190.0001.0000.3330.5712.7733.434(4)0.030*(2.87)0.047*(6.60)0.081*(2.75)0.364*(5.50)0.024(1.36)0.057*(2.00)1.080*(7.50)0.027(0.39)0.118*(3.12)(3.37)INS-0.106*(3.09)DU-0.012(-1.17)BI0.007(0.08)AGE0.123*(3.63)年份固定效应Yes公司固定效应Yes常数项0.221*(15.41)(6.26)R20.039注：*、*分别代表在5%、1%统计水平上显著；括号内为t值。下同。化指数较高的组和市场化指数较低的组，分别对两组子样本进行回归。对市场化指数分组回归的结果见表4。由表4可知，不论被解释变量为GP还是GI,CR的系数仅在市场化指数较低的分组中显著为正，在市场化指数较高的分组中并不具有统计上的显著性，并且组间系表4社会信用体系改革、市场化水平与企业绿色创新GP类别市场化指数高市场化指数低市场化指数高市场化指数低(1)(2)CR0.015(0.53)控制变量Yes年份固定效应Yes公司固定效应YesN11 433系数差异-0.037*(-1.81)R20.030注：*代表在10%统计水平上显著。下同。0.102*(3.51)0.011(-1.23)0.025(0.32)0.120*(4.19)YesYesYesYes-1.162*0.121*1.193*(9.99)(-7.61)0.0450.036GI(3)0.052*0.007(3.79)(0.34)YesYesYesYesYesYes1899711 4330.034*(2.05)0.0530.0251193YesYes0.043（4)0.041*（3.0 2)YesYesYes189970.047管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月数差异显著。研究表明，社会信用体系改革对表6 平行趋势检验（N=30430）企业绿色创新的促进作用，在市场化程度较低GP类别(1)的地区更为明显，社会信用这一非正式制度在BE2一定程度上弥补了正式制度的不足。假设2 得以验证。(3)假设3回归结果本研究按照产权性质进行分组回归（见表5）。由表5可知，不论被解释变量是绿色专利申请总量（GP），还是绿色发明专利申请数量（GI），在国有企业的分组中，变量CR的系数不显著；在非国企的分组中,变量CR的系数均在1%的统计水平上显著为正，且两组的组间系数差异均在5%的水平上显著。研究表明，社会信用体系改革的绿色创新激励效应对民营企业的影响更加突出。假设3得以验证。表5社会信用体系改革、产权性质与企业绿色创新GP类别国企(1)CR0.006(0.30)控制变量Yes年份固定效应Yes公司固定效应YesN10430系数差异0.035*(2.04)R20.0514.3稳健性检验本研究的稳健性检验如下。（1）平行趋势检验为检验入选社会信用体系建设示范创建城市（处理组）与未人选城市（对照组)在试点前是否具有相同的变化趋势，本研究将变量CR分解为5个虚拟变量，即BE，、BEI、CU、A FI、A F2+。其中，当企业所在地入选社会信用体系建设示范创建城市的前两年、前一年、当年、后一年、后两年及两年之后时,BE、BEi、C U、A Fi、A F2+分别取值为1，否则为0。将上述5个虚拟变量替换变量CR对模型（1)重新进行回归（见表6）。由表6可见，无论采用何种方式度量企业绿色创新，BE，、BE的估计系数均不显著，说明在社会信用体系改革这一政策颁布之前，处理组和控制组不存在显著差异，满足平行趋势假设，可以采用双重差分分析法评估政策效应；同时，CU、A Fi、A F2+的估计系数显著为正，说明社会信用体系改革之后，企业绿色创新水平显著提升。1194GI（2)0.0250.003(1.26)(0.16)BEI0.035(1.51)CU0.045*(1.79)AFi0.084*(3.05)AF2+0.068*(2.40)控制变量Yes年份固定效应Yes公司固定效应YesR20.062(2）安慰剂检验为进一步缓解可能存在的内生性问题和样本选择偏误，本研究还设计GI了安慰剂检验来识别信用改革试点对企业绿色非国企国企(2)(3）0.041*0.000(2.64)(0.01)YesYesYesYesYesYes2000010430-0.034*(2.16)0.0370.0730.026(1.38)0.033*(1.65)0.059*(2.64)0.062*(2.78)YesYesYes0.042非国企创新的作用。具体程序如下：保持真实试点城(4)市不变，以其作为试点城市建立随机模拟的试0.034*点时间虚拟变量，使用虚拟的试点时间生成新(2.64)YesYesYes200000.031的变量CRR对模型（1)重新进行回归，提取并保存CRR的系数。将上述程序重复10 0 0 次，分别得到10 0 0 个随机模拟变量CRR的回归系数。未报告的安慰剂检验结果表明，本研究的结论并不是由不可观测因素导致的，回归结果具有较好的稳健性。(3)倾向评分匹配法考虑到信用改革试点城市数量相对较少，为了降低潜在的样本选择性偏差的影响，本研究采用倾向评分匹配法进行稳健性检验。具体而言，构建企业所在地区是否纳人试点城市的Probit模型，采用1：1无放回的方法，为每一个试点地区企业匹配一个在公司特征上最为接近的非试点地区企业，匹配变量与模型（1）中的控制变量一致。匹配后各协变量之间均不存在显著差异，满足平衡性检验的要求。倾向评分匹配法的结果见表7中列（1)和列（2）。结果显示,CR的系数仍显著为正，说明社会信用体系改革对企业绿色创新的激励效应依然存在。(4)更换被解释变量的衡量方式除采用绿色专利的申请数量来衡量绿色创新水平外，本研究还采用企业获批的绿色专利总量加1取自然对数（GPA），以及获批的绿色发明专利数量加1取自然对数（GIA），来衡量绿色创新水平。实证结果报告见表7 列（3）和列（4）。结果显示，CR的估计系数显著为正，说明改变绿色创新的衡量方式不会对研究结果产生影社会信用体系改革对企业绿色创新的影响研究响。同时，考虑到企业创新产出需要一定的时间周期，因此将模型（1)中的绿色创新变量替换为t十2 期的指标进行稳健性检验，结果报告倾向评分匹配法类别GP(1)CR0.038*(2.32)控制变量Yes年份固定效应Yes公司固定效应YesN18630R20.0455作用机制检验5.1激发企业创新意愿本研究采用研发支出占营业收入的比例（R D)来衡量企业创新意愿，企业在研发活动中投人的资源越多，意味着创新意愿越强。企业创新意愿的机制检验结果见表8。由表8 列（1)可见，CR的估计系数为正，且在1%的水平上统计显著，说明社会信用体系改革使得企业将更多的资源投人到了创新活动中，提高了企业创新意愿。将RD作为控制变量加人模型，回归结果见列（2）和列（3）。其中，RD的估计系数显著为正，说明企业创新意愿的增强有助于企业绿色创新水平的提升。这一结果综合说明，激发企业创新意愿是社会信用体系改革影响企业绿色创新的路径之一。表8 机制检验：激发企业创新意愿（N=30430）RDGI类别(1)CR0.001*(2.85)RD控制变量年份固定效应公司固定效应R25.2#提升环境信息披露质量本研究采用CSMAR“环境研究数据库”中的“环境披露”子库中的数据衡量环境信息披露质量（ENV）。具体而言，ENV等于上市公司的环境业绩与治理披露情况、环境负债披露情况、环境信息披露载体、环境监管与认证披露情况和环境管理披露情况的得分求和后加1后取自然对数。ENV的数值越高，说明企业披露的环境信息越充分详细，环境信息披露质量越高。一乔菲文雯见列（5)和列（6）。结果显示，CR的估计系数在1%的水平上显著为正，说明本研究的结论是稳健的。表7 稳健性检验获得绿色专利的数量GIGPA（2)(3)0.026*0.026*(1.91)(2.58)YesYesYesYesYesYes18630304300.0430.0469中，列（1)为社会信用体系改革对环境信息披露质量的回归，CR的估计系数在5%的水平上显著为正，说明社会信用体系建设有助于提升企业的环境信息披露质量。列（2）和列（3）将ENV作为控制变量加人回归模型。结果显示，ENV的系数显著为正，说明环境信息披露质量的提升促进了企业绿色创新；CR的估计系数仍显著为正，且其数值小于主回归表3中的估计值。以上结果说明，提升环境信息披露质量是社会信用体系改革作用于企业绿色创新的重要路径。表9 机制检验：提升环境信息披露质量（N=29091)ENV类别(1)CR0.023*(2.41)ENVGP(2)0.032*(2.57)1.138*(6.68)YesYesYesYesYesYes0.2250.045t+2期的绿色创新指标GIAGPi+2(4)(5)0.036*0.015*(3.11)(2.83)YesYesYesYesYesYes30430270050.0330.025环境信息披露质量的机制检验见表9。表GP（2)0.030*(2.40)0.018*(2.54)(3)控制变量0.030*年份固定效应(2.87)公司固定效应1.080*R2(7.50)5.3降低融资成本YesYesYes0.043GIi+2(6)0.019*(3.14)YesYesYes270050.024GI(3)0.028*(3.17)0.010*(1.65)YesYesYesYesYesYes0.2480.041由较高融资成本导致的融资约束困境是制约绿色创新活动的重要因素。社会信用体系改革有助于降低企业的融资成本，缓解企业绿色创新活动面临的融资约束问题，进而促进企业绿色创新。为检验缓解融资约束这一作用机制，构建债务融资成本指标CO，采用利息支出与负债总额的比值来衡量 30 1，债务融资成本越低，意味着企业融资约束程度越小。基于融资成本机制检验的结果见表10。表10 中，列（1)为社会信用体系改革对融资成本的回归结果，CR的估计系数在1%的水平上显著为负，说明社会信用体系建设有助于减少.1195YesYesYes0.030管理学报第2 0 卷第8 期2 0 2 3年8 月企业的债务融资成本，缓解融资约束。列（2)和表11社会信用体系改革、绿色创新与列(3)将CO作为控制变量加人模型。结果显企业价值（N=29844)示,CR的系数显著为正，并且相对于表3 中的类别系数有所下降；CO的系数为负，但并不具有统CR计上的显著性。进一步进行Sobel检验，发现GP列（2)的SobelZ值为2.6 7 8，在1%的水平上显著；列（3)的SobelZ值为2.418，在5%的水平上显著。上述结果说明，降低融资成本、缓解融资约束是社会信用体系改革促进企业绿色创新的重要渠道。表10 机制检验：降低融资成本（N=30430）COGI类别(1)CR-0.001*(-3.01)CO控制变量年份固定效应公司固定效应R26拓展性研究绿色创新能够降低企业的环境风险，为企业带来更多的环境表彰和正面评价6，有利于赢得资本市场投资者的信赖，提升企业价值。本研究从经济后果维度探究社会信用体系改革是否通过促进企业绿色创新提升了企业价值，构建如下模型：TQ=o+i CR+2 GP(GI)+CR X GP(GI)+.Controls+FI+Y+e,式中，被解释变量TQ为企业价值，用t十1期的托宾Q值来衡量；表示常数项；.均表示系数。本研究主要关注的是社会信用改革与企业绿色创新的交乘项（CRXGP和CRXGI）,如果交乘项的估计系数显著为正，说明社会信用体系改革通过促进绿色创新提升了企业价值。社会信用体系改革、绿色创新与企业价值的检验结果见表11。由表11可知，CRGP和CRXGI的系数均在 5%的水平上显著为正,证实了本研究的预期，说明社会信用体系改革通过促进企业绿色创新，发挥了企业价值提升效应。7结语综上分析，本研究发现：当企业所在城市纳入社会信用体系改革的试点范围后，绿色创新水平显著提升，体现为绿色专利申请总量和绿色发明专利申请数量的增加；社会信用体1196TQ0.084*(3.16)0.062*(4.46)GICRXGPCRXGI控制变量GP年份固定效应(2)(3)0.024*0.020*(1.97)(2.02)-0.013-0.025(0.08)(-0.44)YesYesYesYesYesYes0.2430.043TQ0.082*(3.13)0.056*(3.32)0.042*(2.35)YesYes公司固定效应YesR20.363系改革对绿色创新的促进作用，在正式制度较差的地区和民营企业中更为显著；社会信用YesYesYes0.041(2)0.051*(2.33)YesYesYes0.363体系改革通过激发企业创新意愿、提升环境信息披露质量、降低债务融资成本，进而提升了企业绿色创新绩效；社会信用体系改革通过促进绿色创新提升了企业价值。本研究对于社会信用体系改革和企业高质量发展具有较强的政策启示意义：企业在通过实施绿色创新活动实现高质量发展的过程中，应注重社会信用这一非正式制度的激励效应。政府应当继续坚持推进社会信用体系改革，完善以信用为基础的新型监管机制，促进企业绿色发展转型。各地在吸取试点城市成功经验的同时，不应对所有企业采取一刀切的措施，应有的放矢、因地制宜、因企制宜。进一步加快市场化进程，结合社会信用体系改革