【作　　者】
段志鑫，黄 珺（教授）

【作者单位】
（湖南大学工商管理学院，长沙 410006）

【摘　　要】

【摘要】 本文以2010 ~ 2013年发布了社会责任报告的A股上市公司为样本，研究企业社会责任信息披露与商业信用之间的关系。研究结果表明，企业社会责任信息披露水平与商业信用存在显著的正相关关系，即社会责任信息披露水平越高，获得的商业信用越多；不过，在我国企业二元所有制背景下，非国有企业的社会责任信息披露水平与企业的商业信用显著正相关，而对于国有企业，其社会责任信息披露水平并未显著影响其获得的商业信用。在控制内生性问题后，上述结论依然成立。
【关键词】 社会责任信息披露；企业性质；商业信用一、 引言
商业信用是企业在正常的经营活动中由于延期支付货款或者提前收取货款所形成的一种信贷关系，其实质是上游企业提供给下游企业的一种无息借款。替代性融资理论认为，信贷配给的存在使得有些企业无法支付高额的银行贷款利息，进而无法获得银行贷款的企业会转而求助于供应商，需求导向促使商业信用成为银行贷款的重要替代性融资方式之一（Petersen & Rajan，1997；Biais & Gollier，1997）。
在经济转轨的过程中，由于我国金融市场的发展尚未完善，企业股票融资、债券融资规模较小，银行信贷资金配置效率低下，融资难、融资成本高已成为阻碍中小企业持续发展的一大瓶颈，因而企业间的商业信用与银行借款的替代性关系更为明显（Summers & Wilson，2002）。有关调查显示，我国企业2010 ~ 2013年银行借款占总资产的比重平均为16.8%，而商业信用占总资产的比重达到19.7%，可见，商业信用已经成为我国企业的一种重要融资渠道。
但是，相比银行借款，商业信用则为一种无抵押的债务契约，供应商需承担客户不能及时还款的风险。已有研究表明，客户披露的财务信息与非财务信息能够帮助供应商更好地进行信贷决策；企业的信息披露质量越高，其能够获得的商业信用越多，商业信用的融资成本越低（陈英梅，2014）。
近年来，环境和公众利益问题频发，企业社会责任已成为公众关注的焦点之一。据统计，截至2013年6月，沪深两市共有686家上市公司自愿或按规定发布2012年度社会责任报告，相比2011年的531家增长幅度约为29.2%。那么，企业是否能够通过积极履行社会责任，并充分进行社会责任信息披露，向供应商传递积极信号，增加双方之间的信任度，进而增加商业信用呢？此外，银行信贷配置中存在所有制歧视，而商业信用作为银行贷款一种重要的替代性融资渠道，社会责任信息披露对商业信用的作用是否也会受到所有制的影响呢？本文将从供应链视角研究社会责任信息披露与商业信用的关系，以丰富社会责任经济后果研究。
二、理论分析与提出假设
（一）企业社会责任信息披露与商业信用
通过整理已有研究，发现同银行相比，供应商与企业之间的交易活动越频繁，其对企业的财务状况、经营状况等信息越了解（Burkart & Ellingsen，2004）。因此，在正常的交易关系之外，拥有信息优势的供应商会给予企业更多的优惠：延迟付款时间或者提供更多的现金折扣，从而商业信用成为银行借款的一种替代性融资方式。
然而，供应商作为资金的提供方，其对客户资金的运用、经营状况也只是间接了解，在获得信息方面，供应商仍处于劣势地位。同作为债权人的银行一样，这种信息不对称会使供应商面临事前的“逆向选择”与事后的“道德风险”，具体表现为：信用质量差的客户获得更多的应付账款、作为债务人的客户欠账不还，供应商的应收账款最终变为坏账。
已有研究表明，企业的非财务信息披露作为一种信号传递机制，一定程度上能缓解因信息不对称导致的企业与债权人之间信任不足的问题（Welker，1995；Spengupta，1998；郑军、林钟高，2013），从而扩大融资规模、降低融资成本。
社会责任信息作为一种非财务信息，能够充分发挥其信号传递的作用（沈洪涛，2010；张兆国，2012），有效降企业与各利益相关者之间的信息不对称程度（孟晓俊、肖作平，2011），提高他们对企业的信任度。具体表现为：通过积极履行社会责任，企业能够改善与利益相关者的关系（Jones，1995），如与供应商保持长期的合作伙伴关系，实现资源、信息共享，进而在激烈的市场竞争中获取竞争优势（Dyer & Singh，1998）。最终企业通过长期履行社会责任并自愿披露社会责任信息建立起一种有价值的、难以模仿和替代的信誉资本（刘建秋、宋献中，2010）。
这一信誉资本会使企业在以下两个方面受益：一方面，企业通过社会责任形成了良好的声誉，获得利益相关者的信任，最终转化为稳定的财务收益 （Mcwilliams，2005；Godfrey，2005）。另一方面，该声誉能够充分发挥其“保险机制”，使企业面临较少的诉讼、政府处罚，降低非系统风险（Dhaliwal et al.， 2011；Sharfman & Fernando，2008）；此外，当企业面临社会风险时，良好的社会责任绩效能够通过声誉机制起到“缓冲垫”的作用，使利益相关者降低对企业的惩罚力度，避免遭受巨大损失，甚至破产（Godfrey，2005；Wenbin，2013）。
基于以上研究发现，良好的社会责任表现会带来以下经济效益：节约供应商的信息搜集、评估成本（Kennett，1980），降低商品交易过程中的信息不对称程度，增加双方之间的信任度，进而增加商业信用。因此，本文提出如下研究假设：
H1：企业的社会责任信息披露水平越高，其获得的商业信用越多。
（二）企业社会责任信息披露、企业性质与商业信用
中国经济正处于转轨时期，国有产权在市场中依然占很大的比例。国有企业由于其与政府的关系，在信贷资金配置过程中具有无可比拟的优势（Allen et al.，2005；余明桂，2008），即便国有企业面临财务困境，政府也会为其提供隐性担保（Lin & Tan，1999），因而在政府的信用支持下，交易企业面临的信用风险较低，国有企业能够获得较多的商业信用。在我国现行政治环境下，国有企业履行社会责任成为其向政府进行政治寻租的重要途径之一（黎文靖，2012），因此，社会责任对国有企业融资起到的作用并不明显。
而民营企业作为我国国民经济中重要的一部分，其创造的产品和服务价值占整体国民经济的60%（韩飚、刘胜会，2014）。然而政府对民营企业的政策性支持较少，加之其自身规模较小、信息披露不够完善，其在信贷市场面临着较强的融资约束（Word Bank，2000；白俊、连立帅，2012）。
同时，我国各地区金融的市场化水平、法治水平较低，银行信贷仍然受到很强的政府干预（樊纲、王小鲁，2009），民营企业很难通过市场机制来获取贷款，导致其持续发展面临融资难、融资成本高的困境。在这种情况下，这些难以从银行获得贷款的民营企业转而会求助于供应商（陆正飞，2012），商业信用很明显地成为银行贷款的一种替代性融资方式。
因而，相比国有企业，民营企业更有动机通过履行社会责任，进行社会责任信息披露来提升自身声誉，并通过信号传递机制缓解企业在融资前的“逆向选择”与融资后的“道德风险”问题，在一定程度上降低与供应商之间的信息不对称程度，提升供应商的信任，最终帮助其获得更多的商业信用。据此，本文提出如下研究假设：
H2：企业性质对社会责任信息披露与商业信用的关系有显著负向调节作用，即只有民营企业的社会责任信息披露对商业信用有显著的提升作用。
三、研究设计
（一）变量设计

1. 被解释变量。本文参照以往的研究（Zhang Min，2014；陆正飞，2012），采用企业当年的应付账款占上年年末总资产的比重来衡量企业的商业信用（TC）。
2. 解释变量。模型中的解释变量主要是社会责任信息披露水平和企业性质：①社会责任信息披露水平（CSR），为了保持研究结果的客观性，本文采用独立第三方评级机构润灵环球2010 ~ 2013年的社会责任评分来衡量社会责任信息披露水平。②企业性质（OWN），企业性质设为虚拟变量，将国有性质的上市公司定义为1，将非国有上市公司定义为0。
3. 控制变量。根据Peterrsen & Rajan（1997）、Zhang Min（2013）、陆正飞（2012）、郑军（2013）等的研究，我们控制了影响商业信用的一些因素：公司规模（SIZE）、偿债能力（LEV）、盈利能力（ROA）、短期借款（BANK）、市场竞争力（MSHARE）以及公司所在地区的市场化水平（MARKET）。盈利能力和偿债能力是企业偿还商业信用的有力保障，因此，我们预测盈利能力和偿债能力越好的企业获得的商业信用越多。陆正飞（2012）指出，企业的商业信用与银行借款之间存在替代关系，因而我们控制了短期银行借款比例。张新民（2012）研究发现，企业的市场地位也会影响商业信用的获取，故我们控制了企业的市场竞争力（MSHARE）。
另外，我们也对企业规模（SIZE）、市场化水平（MARKET）、年度效应（YEAR）进行控制。其中，市场化水平数据来自樊纲、王小鲁等人编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。
（二）样本选择与数据来源
本文社会责任报告评分数据来自润灵环球社会责任评级官方网站（www.Rskrating.com）。行业收入数据来自国家统计局官网，其他财务数据均来自国泰安数据库。实证研究主要通过STATA12、EXCEL软件完成。
我们选取润灵数据库2010 ~ 2013年持续发布社会责任报告的样本公司进行相关研究，共计获得1 970个样本。然后按照如下规则进行了处理：①剔除金融保险类上市公司；②剔除研究期间被ST及数据不全的公司；③为降低极端值的处理，本文对各变量头尾1%的极端值做了缩尾处理。另外，为了消除量纲的影响，我们还对各变量做了标准化处理，最终共得到1 573个观测值。
（三）模型设定
为了验证本文的假设，我们提出了如下模型：
TC=α1CSR+α2OWN+α3SIZE+α4LEV+α5ROA+α6BANK+α7MSHARE+α8MARKET+∑αiYEAR+ε1
 （1）  
TC=γ1CSR+γ2OWN+γ3OWN×CSR+γ4SIZE+γ5LEV+γ6ROA+γ7BANK+γ8MSHARE+γ9MARKET+∑γiYEAR+ε2 （2）  
四、 实证结果与分析
（一） 描述性统计与相关性分析
表2的Panel A列示了样本企业各变量的描述性统计结果。从表中可以看出，我国企业商业信用的均值为9.2%，即应付账款占总资产的比例为9.2%，说明商业信用已成为上市公司融资的重要手段之一。企业社会责任信息披露水平最高分为74.945，最低分为17.893，可见我国不同企业社会责任信息披露情况差异较大，披露水平有待提高。
分年度来看，如表2 Panel B所示，2010 ~ 2013年企业商业信用规模呈上升趋势。从社会责任信息披露水平来看，2010年、2011年、2012年、2013年均值分别为32.368、34.663、36.516、38.256，说明我国企业社会责任信息披露水平逐年提高。
表3列示了变量的相关系数矩阵，可以看出，商业信用与社会责任信息披露水平在1%的水平正相关，说明企业社会责任信息披露水平越高，获得的商业信用越多。另外，商业信用与公司规模、负债水平、企业性质、市场化水平显著正相关，与短期借款显著负相关，这与以往研究的结果是一致的。另外变量间的相关系数均小于0.5，且多重共线性检验VIF均小于3，说明本文的模型不存在严重的多重共线性问题。
（二） 回归结果分析
本文首先检验社会责任信息披露水平与商业信用之间的关系，回归结果如表4第（1）列所示，在控制企业规、负债水平、盈利水平等因素后，社会责任信息披露水平的回归系数为0.859，并在1%的水平上显著，这说明企业的社会责任信息信息披露水平越高，能够获得的商业信用融资越多，H1得到验证。
本文还考察了企业性质对企业商业信用融资的影响，在模型（1）的基础上加入了企业性质与社会责任的交叉变量，回归结果见表4第（2）列。CSR×OWN的回归系数为-0.571，并在5%的水平显著，说明非国有企业的社会责任披露水平越高，越容易获得更多的商业信用融资，从而支持了H2。
另外，为了进一步验证H2，我们按照企业性质分组进行回归，结果见表4第（3）列、第（4）列。可以看出，国有企业的社会责任信息披露水平系数为0.175，但并未通过显著性检验。而非国有企业的社会责任信息披露水平系数在1%的水平上显著为正，说明只有非国有企业履行社会责任并进行社会责任信息披露会影响企业的商业信用，H2进一步得到验证。
以上回归结果说明，对于融资约束较高的非国有企业而言，商业信用作为银行贷款的一种替代性融资方式，社会责任信息披露水平对获得商业信用的作用更为突出，即供应商更需要高质量的社会责任披露信息，来减少二者之间的信息不对称，提高双方的信任度，进而降低违约风险。而对于国有企业而言，因其自身禀赋较好，更易获得银行贷款与商业信用，社会责任信息披露质量对获得商业信用的作用微不足道。
在控制变量中，短期银行借款（BANK）与商业信用（TC）显著负相关，表明企业获取的银行贷款越多，获得的商业信用越少，表明二者具有融资替代关系；企业性质（OWN）、市场地位（MSHARE）以及企业所处地区的市场化水平（MARKET）均与商业信用显著正相关，说明国有企业在交易过程中更容易获得较高的商业信用；企业的市场地位越高、所处地区经济越发达，企业获取的商业信用融资越多。
另外，负债水平系数显著为正，但与预期符号不一致，可能的解释为资产负债率高的企业面临的财务风险较大，可能迫切需要资金来维持企业的正常经营活动，因此会以放弃现金折扣为代价，推迟向供应商支付货款。企业规模系数符号也与预期不符，同样适用上述解释，故在此不再赘述。
（三）稳健性检验
为了保证回归结果的稳健性，本文进行如下检验。
首先，我们参考陆正飞（2012）的做法，将商业信用（TC）定义为应付账款、应付票据与预收账款之和占年初总资产的比重，重新进行检验，发现结果不变，详见表5第二列。
其次，社会责任与商业信用之间可能会存在内生性问题，即拥有较多商业信用的企业会有着比较充裕的现金流，进而会进行更多的社会责任投资。为了保证回归结果的稳健性，我们采用两阶段最小二乘法（TSLS）来控制内生性问题。在工具变量的选择上，我们借鉴El Ghoul（2013）的经验，将分地区和行业的CSR年度均值（INDU-CSR）以及研发支出（RD）作为CSR的工具变量。其中，研发支出（RD）用“无形资产/总资产”来衡量。
CSR=β1INDU-CSR+β2RD+β3SIZE+β4LEV+β5ROA+β6BANK+β7OWN+β8MSHARE+β9MARKE+∑βiYEAR+ε3 （3）  
我们用OLS来对方程（3）进行估计，据此得出方程的拟合值CSR-S，作为CSR的工具变量。表5列示了TSLS的回归结果。
第一阶段回归结果显示，工具变量INDU-CSR、RD的系数与CSR显著正相关，说明工具变量的选择是合理的。第二阶段回归结果显示，CSR-S的系数显著为正，进一步证明了社会责任披露水平与商业信用之间的正相关关系，从而保证了结果的稳健性。五、 研究结论与启示
本文以2010 ~ 2013年我国披露了社会责任报告的A股上市公司为样本，从供应链角度出发，检验社会责任信息披露水平对商业信用的影响，丰富了社会责任信息披露的经济后果研究。本文研究结论为：社会责任信息披露水平较高的企业能够获得更多的商业信用融资。特别是对于非国有企业而言，更多地披露社会责任信息能够帮助其获得商业伙伴的信任，减少二者之间的信息不对称，从而获取更多的商业信用。在进一步控制内生性问题后，上述结果依然成立。但是对于国有企业而言，社会责任信息披露水平与商业信用之间的关系并不明显。
本文的实证结果对企业履行战略性社会责任有一定的启示意义。企业通过履行社会责任可以帮助其建立良好的信誉，从而与供应商建立并维持长期的合作关系，在激烈的市场竞争中获取竞争优势，实现规模收益。对面临较强融资约束的非国有企业而言，商业信用作为银行借款的替代性融资方式显得尤为重要，因此，非国有企业有着更强的动机履行战略性社会责任，并积极披露社会责任报告，由此缓解融资过程中的“逆向选择”和“道德风险”问题，降低与供应商之间的信息不对称，从而获得更多的商业信用。
本文的研究存在一定的局限性：本文使用的是独立第三方机构润灵环球的社会责任评分体系，虽然该评分更具客观性，但是其评分体系仍需完善，因此，使用该评分体系可能会对结果造成一定的影响。另外，本文是从社会责任总体水平出发，来研究其对商业信用的影响的，并没有研究不同的社会责任维度与商业信用之间的关系，探究供应商最重视哪个维度的社会责任。对于这些问题，我们将在今后的研究中试图解决。
主要参考文献
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郑军，林钟高，彭琳.高质量的内部控制能增加商业信用融资吗——基于货币政策变更视角的检验［J］.会计研究，2013（6）.
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刘建秋，宋献中.社会责任、信誉资本与企业价值创造［J］.财贸研究，2010（6）.
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【基金项目】 湖南省社会科学基金项目“百人工程”（编号：14BR13）；湖南省情与决策咨询项目（编号：2014BZZZ242）