2024第50卷第2期
2. 安徽农业大学 经济管理学院，安徽 合肥 230036
2. School of Economics and Management, Anhui Agricultural University, Hefei 230036, China
一、引 言
专业化分工与协作是企业生产组织形式的典型特征。当前，无论是大型的全球化企业，还是生产活动局限在一定范围内的中小企业，都日益专注于主营业务，并逐渐将非主营的中间品生产环节从企业内部剥离出去，转而从外部市场购买这些中间产品，以实现分工优势（Grossman 和Rossi-Hansberg，2008；施炳展和李建桐，2020）。中共中央、国务院多次强调要发挥深化分工优势，努力形成畅通高效的国内大循环。专业化分工是企业产生和成长的重要基础以及一国经济增长的根本源泉（Smith，1776；Yang和Borland，1991），也是新形势下提高供给质量和供给效率的重要途径。因此，深入探究国内市场专业化分工的内在机理，对于增强国内大循环内生动力至关重要。
国内外学者多基于劳动分工理论和交易成本理论考察专业化分工的内在机理。其中，市场规模与专业化分工程度紧密相关，随着市场规模的增长与扩大，单个企业无法满足市场的多样化需求，企业作为一个整体逐渐向专业化方向发展（Smith，1776；Stigler，1951；Garican和Hubbard，2009；Chaney和Ossa，2013）。而交易成本理论指出，外部交易成本和内部管控成本是决定企业专业化分工程度的关键因素，当外部交易成本相对较低时，企业之间更可能进行分工协作（Coase，1937；Williamson，1985）。此外，Aghion等（2006）考察了产品市场竞争与企业专业化分工之间的关系，发现适度的产品市场竞争会通过激励创新进而促进企业专业化分工，而过度的竞争则会增强企业通过垂直整合来获取市场优势的动机，进而促进企业纵向一体化发展。中国情境下，部分文献考察了“营改增”（陈钊和王旸，2016；范子英和彭飞，2017）、贸易政策不确定性（郭策和张腾元，2021）、交通基础设施（李超等，2021）、城市群政策（王逸翔等，2023）以及智慧城市建设（袁淳等，2023）等对企业专业化分工的作用效果。然而，上述文献多从市场经济环境和正式制度安排的视角展开，鲜有文献关注非正式制度方面的影响因素。
专业化分工是企业通过市场的方式进行中间产品配置的交易活动。而信任是一切市场交易活动开展的基础，当社会信任严重缺失时，市场主体将面临巨大的外部交易成本，由此抑制交易的产生（Knack 和 Keefer，1997）。社会信用环境作为重要的外部交易环境，其本质是建立在信任基础上的一种伦理规范和道德准则（余泳泽等，2019）。
本文以“创建社会信用体系建设示范城市”政策作为社会信用环境的代理变量，借助双重差分法，实证检验社会信用环境改善对企业专业化分工的影响。研究发现，社会信用环境改善显著促进了企业专业化分工，其主要通过降低企业面临的外部交易成本而实现。异质性分析发现，当内部管控成本较高时，社会信用环境改善对企业专业化分工的促进作用有所减弱；而在非国有企业、制造业以及法治环境较好的地区，社会信用环境改善的专业化分工效应更为明显。进一步分析表明，社会信用环境改善对企业专业化分工的推动作用促进了企业全要素生产率增长。
本文的边际贡献主要体现在：第一，现有文献主要考察社会信用环境对金融机构信贷行为与企业或个人融资行为的影响，以及由此所带来的经济后果（Padilla和Pagano，1997；Doblas-Madrid和Minetti，2013；徐子尧等，2022）。本文则从交易成本视角，探究了社会信用环境的分工效应，从而丰富了与社会信用经济效应有关的文献体系。此外，已有研究多使用微观调查数据（Guiso等，2004；王艳和李善民，2017）或失信人数据（戴亦一等，2019；余泳泽等，2020）对社会信用环境进行度量，前者因指标衡量较为主观而面临严重的内生性问题，后者因忽略各地区执法水平的差异而存在一定的测量误差。
二、制度背景与理论分析
（一）制度背景。社会信用是经济主体在交往和交换过程中所表现出的承诺履行状况，其本质是建立在诚信和信任基础上的一种伦理规范和道德准则。一方面，社会信用通过可信赖的承诺来实现市场主体之间的交往，表现为行为的可信赖性和对承诺的坚守（余泳泽和夏龙龙，2023）。因此，社会信用具有明显的非正式制度属性。另一方面，在我国市场经济不断完善和发展的过程中，政府部门越来越重视社会信用对资源配置的重要作用，并不断完善社会信用体系，推进制度化的社会信用建设，以规范市场主体的信用行为，比如信用公示和失信惩戒等制度。由此，社会信用不仅发挥着诚信和信任的非正式制度功能，同时也具有对失范行为进行监管和威慑的正式制度作用。
国家发展和改革委员会、中国人民银行于2015年8月、2016年4月先后共批复43个城市创建社会信用体系建设示范城市，旨在提高社会成员的诚信意识和社会信任水平，以促进市场经济的健康和可持续发展。创建社会信用体系建设示范城市主要开展以下工作：第一，推行统一的社会信用代码制度；第二，建立信用信息共享交换平台，以加强信用公示制度；第三，加强信用记录和信用产品的推广和应用；第四，大力开展诚信宣传和诚信教育等活动，以及公共信用信息便民服务和重点领域信用信息大数据示范应用。本文聚焦的“创建社会信用体系建设示范城市”政策可视为一项由政府推进的偏正式的制度安排，但是制度化的社会信用本质上还是为了提高社会的整体诚信意识（对自我的约束）和信任水平（对他人履约的道德信心）。在社会信用的关系网络中，市场主体将更加遵循诚信和信任的伦理规范与道德准则。因此，“创建社会信用体系建设示范城市”政策可作为社会信用环境改善的一个良好的冲击事件。
（二）理论分析。市场和企业是开展资源配置活动的两种替代性方式，当来自市场的外部交易成本较高时，企业倾向于通过内部权威关系的方式来进行资源配置，即发展纵向一体化。在这一过程中，一体化所带来的内部管控成本将不断增加，当内部管控成本大于来自市场的外部交易成本时，企业就倾向于通过市场的方式开展资源配置活动，即向着专业化的方向发展。由此可见，企业边界变化取决于其面临的内部管控成本和外部交易成本的相对大小（Coase，1937；Williamson，1985；袁淳等，2021）。社会信用环境不仅是市场环境的重要组成部分，也是影响组织文化的关键因素。因此，社会信用环境的改善可能同时影响企业的外部交易成本与内部管控成本，进而作用于其专业化分工。由此，本文分别对社会信用环境与外部交易成本以及社会信用环境与内部管控成本进行理论分析，并提出待检验的研究假说。
一方面，社会信用环境改善有利于降低企业面临的外部交易成本，促进企业专业化分工。Williamson（1985）将每次交易都视作一种契约，由于经济人的有限理性，交易双方在交易过程中无法预见未来可能出现的各种情况，因此契约天然是不完全的，这会导致缔约方存在机会主义倾向。在社会信用缺失的环境中，交易面临更为严重的信息不对称，契约的不完全性将更大概率地诱发交易对象的机会主义行为，从而增加企业面临的外部交易成本。企业的外部交易成本可分为事前的交易成本和事后的交易成本，事前的交易成本主要包括为寻找交易对象所付出的搜寻成本以及为签订契约所付出的协商和谈判成本，事后的交易成本主要包括为保证契约执行所付出的监督成本以及由交易对象违约所带来的成本（Coase，1937；Williamson，1985）。
具体来说，社会信用环境改善能够从以下角度降低企业面临的外部交易成本：首先，社会信用缺位失时，市场主体缺乏自觉的伦理规范和道德约束，这会诱发大量的机会主义行为（例如，披露虚假的交易资质、信誉状况和产品质量信息等），导致市场上存在大量的“信息噪声”，使得企业面临着较为严重的信息不对称。因此，在交易前期，企业被迫投入较多的时间和精力去搜寻并辨别潜在中间品交易对手的交易资质、产品质量和信誉状况等各种信息，搜寻成本随之增加。相反，社会信用环境改善通过提高守信价值和失信成本来深化诚信和信任的道德规范，由此减少市场中“信息噪声”，降低企业交易前的搜寻成本（Malone等，1987）。其次，当市场主体之间缺乏信任时，出于避免交易对手日后可能出现的机会主义行为，企业在缔结契约时会花费大量的时间就未来可能发生的各种状况进行沟通与协调，甚至安排契约性和结构性的防御条款以保障自身利益不受损害，这会大大增加企业的协商和谈判成本（余泳泽等，2020）。而社会信用环境改善有利于强化市场主体间的认同感和信任感，从而提高企业缔约时的协商和谈判效率，并减少相应的成本。再次，与中间品供应商签订契约后，为避免交易对手出现偏离契约的行为，企业需要付出一定的监督成本。而社会信用体系建设对失范行为不仅具有道德规范的“软约束”功能，还发挥着监管和惩戒的“硬约束”作用，从而能够有效替代企业为保证契约执行而付出的监督，由此降低企业的监督成本。最后，社会信用环境改善也有利于降低企业与签订契约相关的生产成本。例如，企业可更加精确地根据契约情况进行生产管理和存货管理，缩减为违约发生而实施的预防性生产，由此降低与签订契约相关的生产成本。外部交易成本的降低将激励企业更多地通过市场的方式进行中间产品配置，由此促进企业专业化分工。据此，本文提出研究假说H1：社会信用环境改善能够通过降低外部交易成本而促进企业专业化分工。
另一方面，社会信用环境改善也有利于降低内部管控成本，促进企业纵向一体化发展。纵向一体化意味着企业将中间产品生产环节置于内部权威关系中，这个过程不仅需要付出相应的生产成本，还会面临内部管控成本。这主要包括：一是生产活动置于企业内部之后，企业需要协调的内部产业链节点数随之增加，会增加企业内各分部之间的协调成本。二是一体化所带来的复杂结构也会加剧层级之间的信息不对称程度，从而增加各分部与总部之间的代理问题，如攫取私利、卸责偷懒等（袁淳等，2021；杨过超等，2021）。而随着信用环境的改善，诚实守信和彼此信任的组织文化将更加浓厚，这有利于促进各分部间信息的交流与传播，从而降低纵向一体化所带来的各分部之间的协调成本。同时，作为一种社会规范，高水平的社会信任可通过内化于心的诚信准则来约束分部对总部隐瞒坏消息的机会主义倾向，由此降低企业内不同层级之间的信息不对称程度，进而缓解分部和总部之间的代理冲突，同时减少总部对分部的监督成本。此外，随着社会信用体系的完善与发展，信用公示和失信惩戒制度的实施将更加凸显信誉的重要性。为避免信誉损失对职业生涯的影响，公司管理层会更加约束自身行为（Dong等，2021），由此有利于降低代理成本。内部管控成本的降低将激励企业更多地将中间产品的生产活动置于企业内部，从而抑制企业专业化分工。基于此，本文提出研究假说H2：社会信用环境改善能通过降低内部管控成本而抑制企业专业化分工。
综上，社会信用环境改善既能够通过降低外部交易成本而促进企业专业化分工，也可通过降低内部管控成本而抑制企业专业化分工。如果前者的效应大于后者，则最终对专业化分工产生正向影响；反之，则对专业化分工产生负向影响。
三、研究设计
（一）数据来源。本文选取2007—2020年A股上市公司作为初始研究样本，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）、万得（WIND）资讯数据库和《中国城市统计年鉴》，并对数据集做如下处理：一是剔除在主要变量取值上存在缺失的样本；二是剔除金融行业样本；三是剔除ST、*ST以及PT等非正常上市的样本；四是对数据中的连续变量进行上下1%的Winsorize处理。
（二）关键变量度量。核心解释变量为社会信用环境改善（
被解释变量为专业化分工（
| $ \begin{aligned} VAS= & \dfrac{\mathrm{增}\mathrm{加}\mathrm{值}-\mathrm{税}\mathrm{后}\mathrm{净}\mathrm{利}\mathrm{润}+\mathrm{正}\mathrm{常}\mathrm{利}\mathrm{润}}{\mathrm{主}\mathrm{营}\mathrm{业}\mathrm{务}\mathrm{收}\mathrm{入}-\mathrm{税}\mathrm{后}\mathrm{净}\mathrm{利}\mathrm{润}+\mathrm{正}\mathrm{常}\mathrm{利}\mathrm{润}}\\ = &\dfrac{\mathrm{增}\mathrm{加}\mathrm{值}-\mathrm{税}\mathrm{后}\mathrm{净}\mathrm{利}\mathrm{润}+\mathrm{净}\mathrm{资}\mathrm{产}\times\mathrm{平}\mathrm{均}\mathrm{净}\mathrm{资}\mathrm{产}\mathrm{收}\mathrm{益}\mathrm{率}}{\mathrm{主}\mathrm{营}\mathrm{业}\mathrm{务}\mathrm{收}\mathrm{入}-\mathrm{税}\mathrm{后}\mathrm{净}\mathrm{利}\mathrm{润}+\mathrm{净}\mathrm{资}\mathrm{产}\times\mathrm{平}\mathrm{均}\mathrm{净}\mathrm{资}\mathrm{产}\mathrm{收}\mathrm{益}\mathrm{率}} \end{aligned} $ | (1) |
其中，增加值以企业销售额减去采购额计算，净资产以总资产减去总负债计算，平均净资产收益率以行业均值度量，采购额为：
| $ \begin{aligned}\mathrm{采}\mathrm{购}\mathrm{额}= & ［（期\mathrm{末}\mathrm{应}\mathrm{付}\mathrm{款}-\mathrm{期}\mathrm{初}\mathrm{应}\mathrm{付}\mathrm{款}+\mathrm{期}\mathrm{初}\mathrm{预}\mathrm{付}\mathrm{款}-\mathrm{期}\mathrm{末}\mathrm{预}\mathrm{付}\mathrm{款} +\mathrm{期}\mathrm{末}\mathrm{应}\mathrm{付}\mathrm{票}\mathrm{据} \\ & -\mathrm{期}\mathrm{初}\mathrm{应}\mathrm{付}\mathrm{票}\mathrm{据}+\mathrm{购}\mathrm{买}\mathrm{商}\mathrm{品}\mathrm{、}\mathrm{接}\mathrm{受}\mathrm{劳}\mathrm{务}\mathrm{支}\mathrm{付}\mathrm{的}\mathrm{现}\mathrm{金}）/ \\ & （1+\mathrm{采}\mathrm{购}\mathrm{商}\mathrm{品}\mathrm{的}\mathrm{增}\mathrm{值}\mathrm{税}\mathrm{税}\mathrm{率}）］+期初存货-期末存货\end{aligned} $ | (2) |
| $ \begin{array}{c}VSI=1-VAS\end{array} $ | (3) |
为保证度量有效性，本文剔除
（三）实证模型构建。“创建社会信用体系建设示范城市”政策可作为社会信用环境改善的代理变量，这为本文使用双重差分法（DID）检验社会信用环境改善对企业专业化分工的影响提供了可能。这项政策可被视为一个准自然实验主要有以下两点原因：一是示范城市和非示范城市的划分较为随机，第一批和第二批入选的试点城市均包括东部、中部、西部和东北部地区的城市，也均包含经济发展较好和经济发展相对落后的城市，以及省会和非省会城市。二是社会信用示范城市的创建由国家发展和改革委员会、中国人民银行批准决定，对于企业来说是一个外生事件。具体地，本文以未入选示范城市的地区作为控制组，以入选示范城市的地区作为实验组。由于不同批次城市入选示范城市的时间点不同，本文采用多时点DID法进行估计，并构建如下模型检验社会信用环境改善对企业专业化分工的影响：
| $ \begin{array}{c}{VSI}_{it}=\alpha +\beta {Trust}_{it}+\gamma {X}^{'}+{Firm}_{i}+{Year}_{t}+{\varepsilon }_{it} \end{array} $ | (4) |
其中，
四、实证结果分析
（一）基准回归结果。表1汇报了基准模型的回归结果。其中，列（1）为社会信用环境改善对企业专业化分工影响的估计结果，且控制企业和年份固定效应，
| （1）VSI | （2）VSI | |
| Trust | 0.0226*（0.0121） | 0.0225*（0.0119） |
| Cons | 0.6683***（0.0027） | 0.2089（0.2289） |
| 控制变量 | 未控制 | 控制 |
| 企业/年份 | 控制 | 控制 |
| N | 13 054 | 13 054 |
| R2 | 0.6866 | 0.6898 |
| 注：*、**和***分别表示在 10%、5%和1%的水平上显著，括号内为聚类到城市层面的标准误，下表同。 | ||
（二）平行趋势检验。在使用双重差分法识别社会信用政策对企业专业化分工的因果效应时，需满足以下条件：非示范城市在不受政策影响的情况下，其企业专业化分工的变化是示范城市假如不受政策影响时的企业专业化分工变化的反事实，即控制组和实验组满足平行趋势假设。本文采用事件研究法构建模型（5）检验政策前后企业专业化分工的变化趋势。
| $ \begin{array}{c}{VSI}_{it}=\alpha +\displaystyle\sum\limits _{K=-8,K\ne -1}^{K=5}{\beta }_{K}{T reat}_{it}^{K}+\gamma {X}{'}+{Firm}_{i}+{Year}_{t}+{\varepsilon }_{it}\end{array} $ | (5) |
其中，
|
| 图 1 平行趋势检验 |
（三）稳健性检验。
1. 异质性效应处理。同一政策对不同个体的差异化效果可能体现在不同时间受到处理的组别和受到处理的时长两个方面。在这种多维异质性下，使用传统双向固定效应（TWFE）模型进行估计会产生“坏控制组”问题，即先受到政策干预的样本会成为后受到政策干预样本的对照组，此时若政策效果在时间或个体维度上具有异质性，则会造成“负权重”问题出现，从而导致估计结果有偏（De Chaisemartin和D’Haultfœuille，2020；刘冲等，2022）。为此，参考已有文献的做法，本文通过计算“组别—时期平均处理效应”来得到稳健估计（Callaway和Sant' Anna，2021）。具体地，本文分别采用逆概率加权法（IPW）、双重稳健逆概率加权法（DRIPW）和优化的双重稳健逆概率倾斜加权最小二乘法（DRIMP）对“组别—时期平均处理效应”进行估计。结果显示，三种估计方法下，“创建社会信用体系建设示范城市”政策的加权平均处理效应均显著为正，这说明传统双向固定效应（TWFE）模型的估计偏误并不严重，基准模型的估计结果基本可靠。
2. 遗漏变量分析。首先，城市层面的某些因素可能会使“创建社会信用体系建设示范城市”政策具有选择性，尤其是城市层面的经济发展变量可能是影响政策选择的重要因素，同时与企业专业化分工相关。如果遗漏了这些变量，那么
3. 工具变量法。一方面，社会信用环境改善能够缓解信息不对称程度和约束机会主义行为，由此降低企业外部交易成本，从而促进企业专业化分工。另一方面，专业化分工水平较高的企业所在地区的市场交易活动可能更加频繁，社会信用体系建设本身就相对更完善，其所在城市更可能入选示范城市。这会导致社会信用环境和企业专业化分工之间可能存在双向因果关系。对此，本文使用工具变量法来缓解上述问题。本文选取的工具变量为各城市在清朝晚期是否开埠通商口岸的哑变量（
4. 安慰剂检验。由于社会信用环境改善和企业专业化分工的相关性可能存在伪回归问题，即入选创建社会信用体系建设示范城市的企业本身专业化分工水平可能较高，不受示范城市政策的影响。本文进一步通过安慰剂检验方法对估计结果进行检验，以确保政策处理效应的有效性。一方面，将创建社会信用体系建设示范城市事件的时间点向前平推3年，构建虚假政策变量
|
| 图 2 安慰剂检验 |
5. 替换解释变量。为避免解释变量测量误差对估计结果造成的干扰，本文进一步替换社会信用环境的衡量方式以验证基准回归结果的稳健性。首先，使用中国管理科学研究院诚信研究中心、中国市场学会信用工作委员会和中国市场学会信用学术委员会等单位联合编制的《中国城市商业信用环境指数（CEI）蓝皮书》披露的各城市商业信用指数（
6. 替换被解释变量。为避免被解释变量测量误差可能会对估计结果造成的干扰，本文进一步替换企业专业化分工的衡量方式以验证基准回归结果的稳健性。首先，考虑增值税税率的影响。由于不同行业面临着不同的增值税税率，且样本期间内我国的增值税税率也经历过多次调整。为简化处理过程，前文均采用适用范围最大的13%的增值税税率计算企业的专业化分工水平。为此，本文重新采用17%和0%的增值税税率计算被解释变量，分别记为
五、影响机制检验
社会信用环境改善能够促进企业专业化分工，且该结论具有较好的稳健性。接下来，本文进一步检验其中的作用机制。理论分析部分指出，社会信用环境改善能够通过降低外部交易成本进而促进企业专业化分工。本文预期，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用在外部交易成本较高的企业中更加明显。
首先，从企业层面对外部交易成本机制进行检验。Williamson（1985）使用资产专用性、交易频率和不确定性来刻画外部交易成本。本文依次从资产专用性和不确定性来衡量企业外部交易成本。资产专用性指的是一旦做出一项专用性投资，该项投资一般不能转作他用，除非出现生产性价值损失。专用性资产正是为了支持特殊交易而进行的投资。不难预料，一项投资的资产专用性越高，越有可能被“套牢”，从而在交易中越容易被“敲竹杠”，由此面临着相对越高的外部交易成本（Williamson，1985）。本文使用研发支出与广告费之和占营业收入之比衡量资产专用性（袁淳等，2022），其数值越高，企业的外部交易成本也越高。具体地，计算政策前企业研发支出与广告费之和占营业收入之比的均值，并构造分组虚拟变量
| （1） |
（2） |
（3） |
（4） |
（5） |
|
| 0.0124（0.0162） | 0.0028（0.0119） | 0.0141（0.0132） | 0.0070（0.0104） | 0.0268**（0.0128） | |
| 0.0342**（0.0172） | |||||
| 0.0325**（0.0157） | |||||
| 0.0190*（0.0114） | |||||
| 0.0014（0.0160） | |||||
| 0.0236*（0.0134） | |||||
| −0.0228*（0.0125） | |||||
| 0.5725（0.3679） | 0.2330（0.3019） | 0.2040（0.2281） | 0.2027（0.2304） | 0.2208（0.2255） | |
| N | 4 644 | 8 841 | 13 054 | 13 054 | 12 444 |
| R2 | 0.7382 | 0.6998 | 0.6899 | 0.6900 | 0.6998 |
| 注：本表各列均控制了控制变量、企业固定效应和年份固定效应。下表同。 | |||||
其次，从不确定性视角刻画企业的交易成本。由于环境的复杂性和经济人的有限理性，交易通常面临着不确定性。不确定性分为两种：一种是环境不确定性，具体体现为自然、技术、制度、政策等外部交易环境的变化；二是行为不确定性，即交易双方可能存在的机会主义倾向。此处主要从外部环境的不确定性角度来考察其对交易成本的作用机制，外部环境不确定性的上升会增加企业为开展交易所付出的搜寻、谈判和监督成本，并提高违约率，由此导致企业面临着更高的交易成本。可以预期，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用应在环境不确定性较高的样本中更加明显。借鉴申慧慧等（2012）的研究，本文采用经行业调整的企业过去5年的非正常销售收入的标准差来衡量企业所面临的环境不确定性。计算政策前企业环境不确定的均值，构造环境不确定性的分组变量
最后，从行业层面对外部交易成本机制进行检验。一方面，行业平均杠杆率越高，该行业就越有可能发生拖欠货款和中途毁约等事件，该行业对交易成本也越敏感。可以预期，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用应在平均杠杆率较高的行业中更加凸显。类似地，计算政策前行业经营杠杆的均值，构造行业经营杠杆的分组变量
六、异质性分析
（一）内部管控成本的影响。理论分析表明，社会信用环境改善通过外部交易成本渠道和内部管控成本渠道而影响企业专业化分工。而基准回归结果表明，外部交易成本渠道占主导，最终对专业化分工产生正向作用，从而验证了假说H1。为了验证假说H2的理论逻辑，本文进一步考察社会信用环境改善对专业化分工的促进效应是否受内部管控成本的影响。具体地，在内部管控成本较高的企业中，社会信用环境改善降低内部管控成本的空间比较大，由此对专业化分工的负向作用更加突出。此时，在正向效应一定的情况下，社会信用环境改善对提升专业化分工水平的净效应更小，甚至可能为负。因此，可以预期，如果社会信用环境改善能够通过降低内部管控成本而抑制企业专业化分工，即促进企业纵向一体化，那么社会信用环境改善对专业化分工的促进作用应在内部管控成本较高的企业中有所减弱。
本文使用高管在职消费数据对内部管控成本异质性进行检验。较高的在职消费水平意味着公司内部管理层对公司资源的隐形侵占程度较高，企业内部的代理问题更为严重，由此企业面临着更高的内部管控成本。参考陈冬华等（2005）的研究，本文使用财务报表附注中披露的通讯费、办公费、会议费、董事费、业务招待费、出国培训费、差旅费以及小车费等费用之和除以营业收入衡量高管的在职消费水平。具体地，计算政策前企业高管在职消费水平占比的均值，并构造哑变量
（二）产权的影响。不同产权性质的企业在规模和市场化激励等方面存在显著差异，导致其内部管控成本和外部交易成本存在差异，进而使得社会信用环境改善对专业化分工的作用效果在不同产权性质的企业中表现出异质性。表3列（1）和列（2）的分组回归结果显示，
| （1）国有 | （2）非国有 | （3）制造业 | （4）服务业 | （5）法治环境较好 | （6）法治环境较差 | |
| −0.0034（0.0159） | 0.0390***（0.0149） | 0.0259*（0.0144） | 0.0300（0.0203） | 0.0857**（0.0399） | 0.0172（0.0178） | |
| −0.1524（0.3623） | 0.4607**（0.2319） | 0.0897（0.2344） | −0.6827（0.6701） | −1.2645（1.2151） | 0.6647**（0.2923） | |
| N | 4 497 | 8 491 | 10 289 | 1 834 | 3 463 | 4 117 |
| R2 | 0.6834 | 0.7045 | 0.6846 | 0.8114 | 0.7406 | 0.7278 |
（三）行业特征的影响。当中间产品的生产过程涉及多个可分割的阶段时，企业既可以通过与供应商签订契约来实现中间产品的配置，即专业化分工；也可以选择在企业内部完成所有的生产活动，即纵向一体化。考虑到制造业和服务业的产业链特征以及生产活动的分割程度存在明显差异，这些差异可能会影响社会信用环境改善对专业化分工的作用效果。因此，本文进一步检验在制造业和服务业中社会信用环境改善对专业化分工的异质性影响。表3列（3）和列（4）的分组回归结果显示，
（四）法治环境的影响。我国是一个人口众多、地域辽阔以及区域差异较大的国家，虽然各地区实行统一的法律制度，但由于经济、文化等方面的不同，各地区执法部门的执法效率和执法能力存在显著差异，由此法治环境呈现区域不平衡的现状。相对于法治环境较差的地区，法治环境较好地区的执法效率较高，执法也更严格，对于失信的惩罚力度更大。那么，在法治环境较好的地区，社会信用环境改善是否具有增量效果？二者能否发挥协同互补效应？本文进行了进一步的检验。具体地，使用王小鲁等（2019）编制的市场中介组织的发育和法律制度环境指数作为地区法治环境的代理指标，并根据法治环境得分对样本进行划分，将得分大于样本期间均值的地区归为法治环境较好的组别，其他归为法治环境较差的组别。表3列（5）和列（6）的回归结果显示，
七、进一步分析
前文实证结果表明，社会信用环境改善促进了企业专业化分工。那么，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用如何影响企业的生产效率？一方面，专业化分工使得企业更加专注于自身技术和资源的比较优势，这有利于企业实现突破式创新，提升企业在产业链关键环节的市场地位，最终推动企业生产效率增长（张倩肖和段义学，2023）。另一方面，企业通过市场的方式开展中间产品交易，这不仅降低了内部权威分层所导致的协调成本和代理冲突，进而提高了经营管理效率，并且在此过程中企业也可获得“干中学”效应，即在市场交易中不断积累经验和知识，从而提高生产效率（Grossman和Helpman，2002）。因此，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用可能推动企业生产效率的提升。为此，本文采用逐步回归法检验专业化分工在社会信用环境改善和生产效率之间的中介作用。
| $ \begin{array}{c}T F P_{it}=\beta_0+\beta_1T rust_{it}+\gamma {X}{'}+Firm_i+Year_t+\varepsilon_{it}\end{array} $ | (6) |
| $ \begin{array}{c}VS I_{it}=\beta_0+\beta_2T rust_{it}+\gamma {X}{'}+Firm_i+Year_t+\varepsilon_{it}\end{array} $ | (7) |
| $ \begin{array}{c}T F P_{it}=\beta_0+\beta_3VSI_{it}+\beta_4T rust_{it}+\gamma {X}{'}+Firm_i+Year_t+\varepsilon_{it}\end{array} $ | (8) |
其中，
表4报告了中介效应检验的结果。其中，列（1）的结果显示，
| （1）TFP | （2）VSI | （2）TFP | |
| Trust | 0.0351**（0.0176） | 0.0242*（0.0137） | 0.0291*（0.0168） |
| VSI | 0.2491***（0.0443） | ||
| Cons | −2.2992***（0.5239） | 0.3467（0.2510） | −2.3855***（0.5220） |
| N | 11 041 | 11 041 | 11 041 |
| R2 | 0.9423 | 0.6935 | 0.9433 |
八、研究结论与政策启示
本文借助创建社会信用体系建设示范城市的准自然实验场景，以2007—2020年A股上市企业为研究样本，采用多时点双重差分法考察社会信用环境改善对企业专业化分工的影响，主要得到以下研究结论：首先，社会信用环境改善显著促进了企业专业化分工，且该结论在经过异质性效应处理、遗漏变量分析、工具变量法、倾向得分匹配、安慰剂检验、替换关键变量以及排除相关政策干扰等一系列稳健性检验后仍然成立。其次，社会信用环境改善主要通过降低企业面临的外部交易成本而促进企业专业化分工。再次，当内部管控成本较高时，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用有所减弱；而在非国有企业、制造业以及法治环境较好的地区，社会信用环境改善对专业化分工的促进效应更为明显。最后，社会信用环境改善对专业化分工的促进作用推动了企业全要素生产率增长。
本文考察了具有非正式制度属性的社会信用对企业边界行为的影响，不仅为理解企业分工提供了一个新的视角，也丰富了信用经济学领域的相关研究。社会信用环境改善能优化外部交易环境，缓解信息不对称，约束机会主义行为，降低外部交易成本，从而有利于企业实现技术和资源的专业化优势，最终提高企业生产效率。在我国经济向高质量发展转型的过程中和发掘国内需求潜力以建立畅通高效的国内大循环的新形势下，这一话题尤为重要。基于上述研究结论，本文具有以下政策启示：第一，社会信用发展是优化营商环境的重要组成部分，政府应持续推进社会信用体系建设示范城市工作，加强信用记录和信用产品在社会生产生活中的应用，同时扩大示范城市试点范围，以社会信用体系建设带动分工协作，从而为扩大内需和增强国内大循环提供内生动力。第二，社会信用环境改善对专业化分工的作用效果在不同的企业和行业中具有不同的影响效应。因此，政府在推进社会信用体系建设时应注重分类指导和精准施策，尤其要加强外部交易成本较高的企业和行业的社会信用体系建设，以提升政策的有效性。第三，良好的法治环境是社会信用发挥作用的重要基础。因此，在推进社会信用体系建设的同时，要更加注重制度供给和制度公平，加快社会信用立法建设，以法治建设推动社会信用体系建设。
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