企業社會責任信息與信貸資源的二次配置

丁杰，黃金波，鄭軍

（廣東財經大學金融學院，廣東廣州510320）

企業社會責任信息與信貸資源的二次配置

丁杰，黃金波，鄭軍

（廣東財經大學金融學院，廣東廣州510320）

銀行系統主導著信貸資源的初次配置，商業信用則起到信貸資源再配置的作用。文章基于中國上市公司2008-2014年的企業社會責任信息披露數據，對企業社會責任信息的信貸資源二次配置效應進行實證檢驗。研究表明：社會責任信息披露有助于企業在信貸資源的再配置中取得優勢地位，披露社會責任報告的企業獲得了更多的商業信用，其商業信用對銀行信貸的替代作用增強，但沒有證據表明社會責任信息的披露有助于企業在信貸資源的初次配置中獲得更多信貸資源。然而，以上結論僅限于社會責任信息披露與否，社會責任信息披露的質量對信貸資源配置沒有影響。本文的結論對于引導企業踐行社會責任，并優化信貸資源配置具有啟示意義。

企業社會責任；信貸資源；商業信用；二次配置

一、引言

近年來，關于企業社會責任的重要議題之一就是企業社會責任信息的披露能否起到引導資源配置的作用。國內外均有研究表明企業履行社會責任以及披露社會責任信息有助于企業獲得權益融資或降低企業權益融資成本（Verrecehia，2001；Ghoul等，2011；孟曉俊等，2011；李姝等，2013）［1-4］，這些研究從股權融資的角度驗證了企業社會責任信息的資源配置作用，認為社會責任信息與財務信息一樣，有助于降低信息不對稱，向資本市場傳遞更多信號，進而幫助企業在資本市場上獲得更多的資源配置，而這也被視為企業履行社會責任的重要動機之一。從股權融資角度分析企業社會責任信息的資源配置功能固然有其必然性，然而，在我國以銀行為主導的金融體系之下，大部分企業主要的外部資金來源是銀行信貸資金，僅考慮企業社會責任信息披露的股權融資動機及其資源配置效應恐怕不盡合理。企業發布社會責任信息是否還具有債務融資的動機？社會責任信息披露能否提高企業債務融資能力，起到引導信貸資源配置的作用？此外，債務融資不僅包括企業直接從銀行獲得的信貸資金，銀行作為發放貸款的主體，僅起到信貸資源初次配置的作用。除了銀行信貸，商業信用也是企業的重要融資方式之一。商業信用的再分配理論認為企業對外提供商業信用的行為相當于將自己獲得的信貸資金分配給了其他企業，起到了信貸資源再配置的作用（劉仁伍和盛文軍，2011）［5］。那么，企業社會責任信息的披露能否在信貸資源的再配置中發揮作用？弄清這些問題對于深入理解企業履行社會責任及披露社會責任信息的經濟動因和經濟后果，引導企業自覺履行社會責任，發揮企業社會責任信息在信貸資源配置中的作用是極為重要的。

二、文獻回顧

企業社會責任信息的資源配置效應問題衍生于利益相關者理論。利益相關者（Stakeholders）理論認為企業在追求自身利益最大化的同時，不得不考慮企業利益相關方（員工、顧客、供應商、采購商、債權人、政府部門、社會公眾）的利益。因為兩者之間的利益總是息息相關的，現代企業最終的價值創造和價值實現要依賴于與利益相關者之間的合作［6］。企業的利益相關者是企業履行社會責任的受益者，但這種受益不是單向的，利益相關者總是以各種資源回報履行社會責任的企業。溫素彬和方苑（2008）將利益相關者分為貨幣資本利益相關者、人力資本利益相關者、社會資本利益相關者、生態資本利益相關者，認為這些不同的利益相關者會給企業帶來不同的資源投入［7］。其中，資金（貨幣資本）是企業長期發展所需要的最重要資源之一。

企業資金的來源是多方面的，但目前的研究集中于討論企業社會責任信息與股權資金的配置，相關研究主要從股權融資成本的角度展開分析。例如Richardson（1999）從降低信息不對稱、滿足投資者社會責任偏好等角度說明社會責任信息披露為何會降低企業資本成本［8］。Verrecehia（2001）認為社會責任信息的作用在于降低了信息不對稱，從而有助于降低交易成本，進而能降低企業的資本成本［1］。Heinkel等（2001）從環境保護的角度出發，建立理論模型進行分析，結論表明具有環保意識的投資者不會購買環境保護不力的企業的股票，對其股票需求的減少會導致其權益資本成本的上升［9］。國內的研究中，孟曉俊等（2010）的經驗研究得出了社會責任與資本成本之間的互動關系［3］。李國平和韋曉茜（2014）的理論分析總結了企業社會責任影響財務績效的五個可能的途徑，其中一條就是降低企業的資本成本［10］。李姝等（2013）實證檢驗了上市公司的社會責任報告對其權益資本成本的影響，其研究表明企業披露社會責任報告有助于降低其權益資本成本，但這種影響僅限于首次披露社會責任報告的企業［4］。鄧德軍等（2013）進一步從風險感知的角度解釋了為什么企業社會責任信息會影響權益融資成本，認為資本成本體現了投資者對公司的感知風險［11］。

相對于權益資金而言，企業社會責任對信貸資金配置的影響，目前僅有少數文獻進行了探討。例如Goss和Roberts（2011）通過檢驗企業社會責任與企業債務融資的關系，發現社會責任表現越好的企業，越容易從銀行獲得更長期限和較低利率的貸款［12］。沈艷和蔡劍（2009）基于調查數據分析了企業社會責任意識對企業融資的影響，研究認為企業社會責任意識越強的企業，從正規金融機構獲得貸款的能力越強［13］。黃珺和朱輝（2014）的研究則表明企業社會責任會強化企業政治背景與銀行信貸之間的關系［14］。以上這些文獻的研究對象是企業社會責任表現與信貸融資之間的關系，然而，企業社會責任表現要被利益相關者觀察到才能影響其資源配置決策，而社會責任信息在二者之間能夠起到怎樣的橋梁作用呢？對兩者相互關聯的機制進行深入分析，有助于我們理解二者的關聯關系。

至于社會責任對信貸資源再配置的影響。自1960年Meltzer首次強調了商業信用的再分配作用以來，商業信用與銀行信貸相互替代，能夠起到信貸資源再配置的作用已經得到了國內外眾多研究的驗證（Love等，2007；陸正飛和楊德明，2011；丁杰等，2015）［15-17］。但影響信貸資源再配置作用的因素中，尚沒有相關研究引入企業社會責任因素，分析企業社會責任信息如何引導信貸資源的再配置，既是對企業社會責任信息的資源配置效應相關研究的擴展，也可以看作是對商業信用再配置理論的有益補充。

三、實證設計

（一）研究樣本和數據來源

本文的初始樣本為上市公司2008-2014年的企業年度數據。其中，企業社會責任信息披露數據為潤靈環球責任評級（RKS）數據，潤靈環球責任評級從2009年開始每年對上市公司上一年度的社會責任報告質量進行評級；上市公司的財務數據來自于CCER一般企業財務數據庫；公司治理數據來自于CCER上市公司治理結構數據庫。剔除總資產或所有者權益小于0以及相關數據缺失的企業，共得到10 167個企業/年度觀測值，其中沒有披露社會責任信息的觀測值為7384個，披露社會責任信息的2 783個觀測值中，“應規”披露的觀測值為1 808個，“自愿”披露的觀測值為975個①。為避免異常值的影響，本文對連續型變量進行上下1%分位數的縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型設定和變量定義

第一步采用Probit模型作為選擇模型，回歸方程構造如式（1）所示：

其中，因變量CRSit為上市公司社會責任信息披露狀況，如發布了社會責任報告，取值為1，如沒有發布，取值為0。自變量的選取上，參照周中勝等（2012）［18］以及張川等（2014）［19］的研究，本文選取的因素主要包括公司自身的經營狀況，公司治理水平，市場環境因素等，具體包括：Assetit-1是公司規模變量，以對數化的總資產作為代理變量；Roait-1為總資產收益率，代表公司的盈利能力；Levit-1為公司的財務結構，用資產負債率表示；Growthit-1是以公司的營業收入增長率來表示公司的成長能力；HHIit是赫芬達爾-赫希曼指數，反映產業內的市場競爭結構；OPit表示公司的所有權屬性，取值為0表示國有企業，其他性質的企業歸為非國有企業，取值為1。Holdmanagerit為上市公司高管持股比例，Holdfirstit為第一大股東持股比例；Boardit為獨立董事人數占董事會人數的比例。參照沈洪濤（2007）［20］，本文將行業分為社會責任敏感性行業和非敏感性行業，用變量Indit表示，取值為0表示該企業處于社會責任敏感性行業，否則取值為1。社會責任敏感性行業包括采掘、食品、冶金、化工、煤炭、火電、建材、造紙、釀造、制藥、發酵、紡織、制革和采礦業。其中，行業按照中國證券監督管理委員會（CSRC）上市公司行業分類標準進行劃分，赫芬達爾—赫希曼指數也是根據這一行業分類進行計算。此外，回歸模型還控制了年度變量Year。采用參數穩健的回歸。

為檢驗企業社會責任信息披露對信貸資源初次配置和再配置的影響，本文構造第二步的回歸方程如式（2）、（3）所示：

方程（2）中因變量Debtit為信貸融資變量，我們分別用上市公司的全部借款與企業的總資產之比Debt_allit，短期借款與總資產之比Debt_sit以及長期借款與總資產之比Debt_lit來替代。

方程（3）中因變量TCit為商業信用，分別用上市公司對外提供的商業信用ATCit、獲得的商業信用GTCit以及獲得的凈商業信用NTCit來替代。參照陸正飛和楊德明（2011）［16］等已有研究，公司獲得的商業信用為應付票據、應付賬款以及預收款項之和。公司對外提供的商業信用為應收票據、應收賬款以及預付款項之和。凈商業信用為公司獲得的商業信用與對外提供的商業信用的差額來衡量。為了保證不同規模的企業之間的可比性，商業信用變量均用總資產進行標準化。

方程（2）中，以CRSit-1為自變量，分別用虛擬變量CRS1it-1（發布社會責任報告的公司取值為1，否則為0，表示企業是否披露社會責任信息）和數值變量CRS2it-1（取值為RKS的社會責任報告評分，作為企業社會責任信息披露質量的代理變量）進行替代，當用數值變量CRS2it-1進行替代時，我們剔除沒有報告社會責任信息的企業。自變量CRSit-1的系數β1反映社會責任信息披露（披露質量）是否影響了信貸資源的初次配置。OPit的定義與式（1）相同，其與變量CRSit-1的交叉項的系數β3反映社會責任信息披露（披露質量）的信貸資源初次配置效應是否存在所有制差異。IMRit為根據回歸方程（1）估計出來的逆米爾斯比率，其系數如果顯著則表明存在樣本選擇問題，采用兩階段回歸模型是合理的?？紤]銀行信貸的連續性，還在模型中加入了自變量的滯后項。

根據式（1）構建限流器的設計優化目標，再確定一個規模為N的種群A，用選擇、重組、變異操作后，進行非支配個體選擇后，優化步驟如下：

方程（3）中，自變量Debtit-1為企業全部信貸，其系數δ1反映商業信用對銀行信貸的替代作用，系數為負即表明商業信用起到了信貸資源再配置的作用。自變量CRSit-1的定義與方程（2）相同，其系數δ2反映企業社會責任信息披露（披露質量）在商業信用配置中的直接作用。交叉項的系數δ3反映社會責任信息是否會影響信貸資源的再配置。其他自變量含義與方程式（2）中相同。

方程（2）和（3）中的Zit-1為控制變量向量，參照已有相關研究，本文選取的控制變量包括：Assetit-1是企業規模變量，以對數化的總資產作為代理變量，其系數用于驗證信貸資源的配置過程中是否存在“規模歧視”現象；Inventoryit-1為公司的存貨資產，用總資產進行標準化；Cashit-1代表公司的經營現金流，用經營活動產生的現金流凈額與總資產的比值表示，反映企業的流動性以及產生現金的能力；Fixit-1為固定資產占比，可用于反映企業的抵押能力；Salesit-1為公司的營業收入與總資產之比；變量TBQit-1為托賓Q，作為企業投資機會的代理變量，用企業的總資產市值與總資產賬面價值之比來衡量，其中非流通股的股票市值按非流通股股數乘以每股凈資產計算得到。此外，本文控制了年度效應Year和行業效應Industry。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

主要變量的描述性統計分析見表1所列，總體而言，企業獲得的信貸資金平均為0.193，其較大的標準差表明信貸資源在不同企業間的配置存在較大差異。商業信用的數據表明本文的樣本企業總體上是凈商業信用的獲得者，平均獲得的凈商業信用為0.016，較大的標準差表明商業信用在不同企業間的配置同樣存在較大差異。平均而言，企業對銀行信貸的利用遠遠超出商業信用，表明銀行信貸仍是企業最主要的資金來源。披露社會責任的樣本數為2 783個，占比為27.4%，但社會責任報告的平均分值僅為35.868分（總分100分），表明我國上市公司的社會責任報告總體質量偏低。

表1 主要變量的描述性統計

為了對比最終控制人類型以及發布社會責任報告與否對企業信貸資源配置的影響，我們做了單變量的分組分析，分析結果見表2所列。

最終控制人為國有企業的觀測樣本5 610個，非國有企業有4 557個觀測樣本。從信貸資源的初次配置來看，國有企業在初次配置中獲得的信貸資源平均為0.217，其中短期信貸平均值0.137，長期信貸平均值為0.080。非國有企業在初次配置中獲得的信貸資源的平均值為0.173，其中短期信貸平均值為0.124，長期信貸平均值為0.049。總體而言，相比非國有企業，國有企業在信貸資源的初次配置中獲得了更多資源，兩者之間的差異是顯著的，這也證實了國內銀行部門在信貸資源的配置中存在所有制歧視。國有企業是凈商業信用的獲得者，其對外提供的商業信用平均值為0.143，獲得的商業信用為0.189，這表明我國的國有企業在獲得更多銀行信貸的同時沒有對外提供更多的商業信用。獲得信貸資源較少的非國有企業反而是凈商業信用的提供者，其對外提供的凈商業信用平均值為0.009。

發布企業社會責任報告的觀測樣本有2 783個，沒有發布社會責任報告的觀測樣本為7 384個。在信貸資源的配置中，總體而言，發布了社會責任報告的企業獲得了更多的信貸資源，平均值為0.201，相比沒有發布社會責任的企業，兩者獲得之間的信貸差異是顯著的。在商業信用的獲取上，發布社會責任報告的企業整體而言也獲得了更多的凈商業信用。

表2 組間差異分析

為了初步檢驗變量之間的關系，本文對主要變量作了相關系數分析，見表3所列。

表3 主要變量的相關系數

表3中上三角為Pearson相關系數，下三角為Spearman相關系數，兩種相關系數反映的變量間的相關關系沒有顯著差異。相關系數表明發布社會責任信息的企業提供了較少的商業信用，獲得了較多的商業信用與銀行信貸。相比國有企業，非國有企業發布社會責任報告的行為較少，其對外提供了較多的商業信用，但在商業信用及銀行信貸的獲取上卻較少。這些結論與根據表2得出的結論基本一

（二）回歸結果及分析

表4為第一步社會責任信息披露的影響因素的回歸結果。結果表明資產規模越大，盈利能力越強的企業越傾向于披露社會責任信息。財務杠杠比例越高、增長越好的企業會減少社會責任信息的披露。企業的最終控制人類型對社會責任信息的披露沒有影響。企業面臨的市場競爭環境越激烈以及社會責任敏感性的行業更傾向于報告社會責任信息。這些與已有研究的結論基本一致，也說明第一步回歸模型的可靠性較高。公司治理方面，第一大股東持股比例與社會責任信息披露之間呈負相關關系，董事會中獨立董事的比例則與社會責任信息披露呈正相關關系，管理人持股對社會責任信息披露沒有顯著影響。致。社會責任報告的質量與商業信用的獲取顯著正相關，與銀行信貸無顯著關系。

表4 第一步回歸：Probit回歸分析

第二步回歸中，首先檢驗社會責任信息與信貸資源初次配置之間的關系，表5匯報了檢驗的結果。表5第（1）-（3）列是企業社會責任信息披露與否對銀行信貸資源配置影響的檢驗結果。變量CRS1的系數均顯著為負，表明披露社會責任信息的企業擁有的銀行信貸反而減少了，這一結果與前面的單變量分析結果并不一致，主要是因為加入控制變量的結果。進一步考察了對不同期限信貸資源配置的影響，結果表明發布社會責任的企業不管是長期信貸還是短期信貸均減少了。第（4）-（6）列是企業社會責任信息披露質量對信貸資源配置影響的檢驗結果。不管是以全部信貸為自變量，還是考慮不同期限的信貸，變量CRS2的系數均不顯著，這表明我國企業社會責任信息披露質量還沒有起到信貸資源配置的作用。變量OP的系數均顯著為負，表明銀行信貸的配置存在所有制歧視，非國有企業擁有更少的銀行信貸。所有權性質與企業社會責任信息的交叉項的系數均不顯著，表明社會責任信息的信貸資源配置作用不受企業所有權性質的影響。IMR的系數均顯著為正，表明的確存在樣本選擇偏誤問題，本文選擇兩步回歸模型是合理的。其他變量的系數表明：資產規模越大的企業有更多的銀行信貸，說明銀行信貸的配置存在規模歧視；企業固定資產及銷售收入的額度也會增加銀行信貸的獲取。存貨以及現金越多的企業其銀行信貸越少。但TBQ對企業信貸資源沒有影響。

表5 第二步回歸：企業社會責任信息披露（披露質量）與信貸資源的初次配置

續表5

表6匯報了回歸方程（3）的檢驗結果，即社會責任信息對信貸資源二次配置的影響。表6第（1）-（3）列匯報了社會責任信息披露與否對信貸資源二次配置的影響。NTC方程中，Debt的系數顯著為負，表明企業的銀行信貸與商業信用之間存在替代關系，獲得銀行信貸較少的企業配置了更多的商業信用，商業信用的信貸資源二次配置的作用得到了證實。變量CRS1的系數顯著為正，表明發布企業社會責任信息的企業獲得了更多的商業信用。進一步，交叉項Debt_CRS1的系數顯著為負，表明發布社會責任信息的企業，商業信用對銀行信貸的替代作用更強。也就是說，發布社會責任信息的企業通過商業信用的利用來彌補銀行信貸不足的能力有所增強。同時，這也可能意味著，在表5中，之所以發布社會責任信息的企業獲得的銀行信貸反而減少了，很可能是企業對外部資金利用的一種主動調整，是一種策略性的減少：由于企業社會責任信息的披露加強了企業的商業信用融資能力，企業主動減少了對銀行信貸的利用。OP的系數表明非國有企業獲得的凈商業信用更少，交叉項OP_CRS1的系數不顯著，表明企業的所有權性質不影響社會責任信息的資源配置效應。進一步，我們分別分析了企業對外提供商業信用及獲得商業信用的情況，ATC方程中，變量Debt的系數顯著為正，表明獲得更多銀行信貸的企業對外提供了更多的商業信用。CRS1的系數不顯著。OP的系數表明非國有企業提供了更多的商業信用。GTC方程中，Debt的系數顯著為負，表明獲得銀行信貸更多的企業擁有更少的商業信用。CRS1的系數表明報告了社會責任信息的企業獲得的商業信用更多?；貧w方程中，IMR的系數同樣是顯著的，表明二階段回歸是合理的。表6第（4）-（6）列匯報了社會責任信息披露質量對信貸資源二次配置的影響。結果表明社會責任信息披露質量對商業信用的配置沒有影響。

表6 第二步回歸：企業社會責任信息披露（披露質量）與信貸資源的再配置

續表6

（三）穩健性檢驗

本文還做了以下幾個方面的穩健性檢驗：①參照翟華云（2012）［21］的研究，考慮到不同年度的評分可能不具可比性，分年度對上市公司社會責任報告的評分進行排序，以分位數替代評分來衡量社會責任信息披露質量。實證結果仍然沒有發現社會責任信息披露質量的信貸資源配置效應。②前面的實證分析中，商業信用變量均用總資產進行了標準化，也有一部分文獻采用銷售收入進行標準化，如Love等（2007）［15］認為商業信用產生于企業的銷售活動，采用銷售收入進行標準化會更合適。因此，穩健性檢驗中我們對商業信用變量用銷售收入進行標準化，對上述模型重新估計，發現主要結論沒有變化②。由此表明，本文的結論具有較好的穩健性。

五、結論與啟示

通過Heckman兩階段回歸模型在控制樣本選擇偏誤的基礎上，本文對社會責任信息的信貸資源初次配置及再配置效應進行了檢驗，主要的研究結論包括：①和財務信息一樣，企業社會責任信息披露同樣能夠起到資源配置的作用。發布社會責任報告的企業在信貸資源的二次配置中具有顯著優勢，可以將商業信用作為銀行信貸的替代，從而有助于企業緩解融資約束。②沒有證據表明社會責任信息報告的披露有助于企業的信貸資源初次配置，根據我們的實證結果，進行信息披露的企業其銀行信貸反而更少了，但這可能是企業主動進行的一種策略性調整，也正反映出銀行信貸與商業信用之間的替代關系。③社會責任信息報告的質量沒有發揮信貸資源配置的作用，其對信貸資源的初次配置及再配置均沒有影響，表明企業的利益相關者只關注是否有發布報告，而不太關注報告的質量。④企業所有權性質不影響社會責任信息的信貸資源配置效應。

上述研究結論對于引導企業的社會責任履行與信息披露以及優化信貸資源配置有重要的啟示意義：①對于企業而言，承擔社會責任并不僅僅意味著一種負擔，通過社會責任報告的信息傳遞作用，企業社會責任表現和信貸資源配置之間的作用機制得以聯通，從企業發展的長期角度能夠給企業帶來持續的競爭優勢。因此，合理、適當地履行社會責任以及傳遞相關信息，可以達到企業發展與社會發展的雙贏。②受眾普遍只關注企業是否發布了社會責任報告，而對社會責任報告的質量并不關注，可能的原因在于我國上市公司發布的社會責任報告整體質量不佳、信息含量低，還不足以傳遞有效信息。這帶來的后果是企業要么是應規發布社會責任報告，要么為了迎合市場需求及出于經濟動機而隨意發布社會責任信息，從而導致信息傳遞失真，不能真實反映企業履責情況，進一步可能誤導信貸資源的配置，降低配置效率。為此，為有效發揮企業社會責任信息的資源配置效應，亟須從增強企業社會責任信息披露質量入手。一是由證監會等監管部門制定統一規范的上市公司社會責任信息披露標準，全面提升社會責任信息質量。二是建立健全企業社會責任信息鑒定機制。目前，會計、審計等相關機構在財務信息的鑒定中發揮了重要的積極作用，使得財務信息的資源配置作用得到有效發揮。同樣需要發展社會責任信息報告的鑒定工作，提升投資者對企業社會責任信息的認可度。③行政干預信貸資源的配置是我國信貸市場的一大特色，國有企業由于行政干預獲得了更多信貸資源的配給，但在信貸資金的利用上卻是低效的。本文的研究結論表明所有權性質不影響社會責任的信貸資源配置效應。因此，將過多信貸資源集中于國有企業，這既不利于社會責任意識的提高，也不利于信貸資源的優化配置。通過減少信貸配置的行政干預，充分發揮社會責任的資源配置效應，既可以引導企業的社會責任行為，也可以避免信貸配置中的所有者歧視現象，實現資源的優化配置。

注釋：

①2006年9月，深圳證券交易所首次頒布了《上市公司社會責任指引》，鼓勵上市公司建立完善的社會責任制度。2008年5月，上海證券交易所發布了《上海證券交易所上市公司環境信息披露指引》。根據以上規定，一部分上市公司應按照規定發布社會責任信息，同時也有部分上市公司自愿發布社會責任信息。

②篇幅所限，此處結論沒有一一列出，如需備索。

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Corporate Social Responsibility Information and the Twice Allocation of Credit Resources

DING Jie,HUANG Jin-bo,ZHENG Jun（School of Finance,Guangdong University of Finance and Economics,Guangzhou 510320,China）

Banking system dominates the initial allocation of credit resources,commercial credit has played a role in the re-allocation of credit resources.Based on the information disclosure data of corporate social responsibility of China's listed companies from 2008 to 2014, this paper empirically tests the twice allocation effects of corporate social responsibility information resources.The study shows that:So?cial responsibility information disclosure is helpful for enterprises to gain advantages in the credit resource re-allocation,enterprises that disclose corporate social responsibility reports have obtained more commercial credit,and their commercial credit has increased the substi?tution effect on bank credit.However,there is no evidence that the disclosure of social responsibility information can help enterprises ob?tain more credit resources in the initial allocation of credit resources.Nevertheless,the above conclusions are limited to the disclosure of social responsibility information,and the quality of social responsibility information disclosure has no effect on the allocation of credit re?sources.The conclusions of this paper can be helpful to guide enterprises to practice social responsibility and optimize the allocation of credit resources.

corporate social responsibility;credit resources;commercial credit;twice allocation

F272-05

A

1007-5097（2017）08-0131-08

［責任編輯：程靖］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.08.019

2017-02-24

國家自然科學基金項目（71573056；71603058）；廣東省自然科學基金項目（2014A030310428）；廣東省哲學社會科學規劃項目（GD14YYJ03；GD15YYJ06）

丁杰（1981-），男，湖北襄陽人，講師，博士，研究方向：公司金融；黃金波（1983-），男，河南信陽人，副教授，博士，研究方向：金融風險管理；鄭軍（1981-），男，貴州銅仁人，講師，博士，研究方向：公司金融。