以“信”助“融”：社會信用體系建設與企業商業信用融資

關鍵詞：社會信用體系建設商業信用融資制度化信用“小范圍\"信用

DOI：10.19592/j.cnki.scje.420569

JEL分類號：G28，G32，O17 中圖分類號：D64，F275

文獻標識碼：A 文章編號：1000-6249（2025）04-080-23

一、引 言

制度泛指用以規范微觀主體參與社會、政治以及經濟活動的一系列正式和非正式約束。在現實經濟與社會發展的過程中，許多非正式制度與正式制度之間并非對立或不兼容的關系，而是可以相互補充和相互促進，一同推動經濟社會的發展（姚宇和王瑋，2023）。例如，正式制度可以推動非正式制度的形成，非正式制度也能對正式制度的部分缺陷進行補足①。信用作為非正式制度的核心內容，被視為經濟社會運作的潤滑劑，在協調社會關系、維護社會秩序以及促進經濟可持續發展等方面均有著顯著的積極作用（Garrettet al.，2014;余泳澤等，2020;鄭善強和周耀東，2023）。值得注意的是，良好信用文化的形成除了有賴于歷史傳統、風俗習慣、宗教信仰等因素的積淀外，還需要依靠現代法治體系的介人和前沿技術的信息優化效應（王偉，2022）。與西方國家長期以來的信用制度化建設不同，我國信用文化雖已傳承數千年，但制度化的速度卻較為滯后，在大多數時期主要體現在倫理道德關系①、利益捆綁關系以及由這兩者建立形成的社交網絡之中，具有明顯的群體割裂特征（左靜靜等，2023）。然而，隨著外部全球一體化和內部市場一體化進程不斷邁進，市場主體間的交往邊界更加開闊，信息供給也空前繁雜，這使我國以倫理道德關系和利益捆綁關系作為約束機制的“小范圍”信用難以有效助力當前的經濟發展，甚至還引發了市場交易成本上升、政務誠信度下降、經濟違規現象頻發等負面后果（余泳澤等，2019）。

針對信用環境不佳阻礙經濟發展的現實困境，我國政府近年來一直致力于提升制度化信用水平，構建覆蓋全社會的誠信工程，旨在為不同市場或區域間主體的交流合作以及資源的高效流動和配置提供更多信用保障。其中最為矚目的變化是，伴隨《社會信用體系建設規劃綱要（2014—2020年）》中關于全面建立社會信用體系詳實框架、實施思路以及建設目標的提出，國家發展改革委和人民銀行于2015年開始陸續設立了社會信用體系改革試點城市，通過數字化信用共享平臺、信用紅黑名單以及城市信用網站等手段建立覆蓋社會成員的信用記錄和信用基礎設施網絡，實現制度化信用機制和守信互信思想在相應地區落地生根③。理論上，在信用改革試點政策的驅動下，各示范地區的社會信用環境將會得到極大改善，守信互信機制也隨之在更多交易主體間形成（黃卓等，2023），進而使微觀主體的經營決策和財務行為發生變化（曹雨陽等，2022；丁怡帆和曹慧平，2024）。

黨的十九屆五中全會將“加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局\"作為指導思想，列入“十四五\"時期經濟社會發展規劃和2035年遠景目標④。黨的二十大報告也明確指出“增強國內大循環內生動力和可靠性”。具體而言，國內經濟大循環是“微循環\"\"中循環”和\"總循環\"有機聯動的動態過程，其中商品銷售順利、貨款回流按期是保障處于基礎性地位的微循環的關鍵性條件（王國剛和胡坤，2021）。為化解賒銷中存在的資金流斷裂風險，商業信用應運而生，并成為我國維持實體經濟部門運行和發展的重要金融機制（陸正飛和楊德明，2011;方紅星和楚有為，2019）。此外，作為核心且普遍存在的非正式融資途徑，商業信用也具備融資成本低、獲取難度小以及機動權大等比較優勢（Fismanand Love，2003;章君瑤等，2022），能夠對銀行信貸起到有益的補充。然而，在實際經濟活動中，不同區域或具備不同特質的企業商業信用融資狀況存在很大差異（羅勁博，2016）。特別是我國各地頻發“債務人跑路潮”債務人惡性違約等負面事件，導致許多供應商在進行商業信用供給決策時畏首畏尾，要么對客戶企業進行詳實的信用評估從而被迫承擔高額成本，要么干脆選擇僅面向自己熟悉的客戶企業提供。

那么，企業如何獲取到更多的商業信用呢？學者們主要聚焦于產權性質（Petersen and Rajan，1997;胡悅和吳文鋒，2022）、公司戰略（方紅星和楚有為，2019;李增福和馮柳華，2022）高管特征（羅勁博，2016）、社會責任表現（章君瑤等，2022）等企業特征以及市場化水平（曹向和匡小平，2013）法治營商環境（潘越等，2022）、審計監督（張子健等，2023）等正式制度特征來探討企業商業信用融資的影響因素。此外，也有少部分文獻從歷史自發演化形成的商幫文化（王孝鈺等，2022）、儒家文化（Liet al.，2020）等非正式制度視角對企業商業信用融資的影響因素進行了研究。但遺憾的是，鮮有文獻關注由正式制度（如法律、管制以及媒體等）強制執行和遵守所形成的信用文化與企業商業信用融資之間的關系。盛丹和王永進（2013）指出，作為一種更為靈活和非正式的融資渠道，商業信用除了依靠嚴格的風險評估和良好的法律環境，更關鍵的是還需要雙方相互的了解和信任。換言之，如果供應商在與企業合作的過程中，能夠不斷獲取關于企業高信用水平的信息，供應商便自然愿意提供更多的商業信用。由此，有待解答的問題是：社會信用體系改革試點作為一項以正式制度手段實施和遵行來實現信用道德文化改善的外部沖擊，會對試點地區企業的商業信用獲取產生怎樣的影響呢？其內在的機制又是什么？上述問題的回答，不僅對如何通過改善信用環境來促進微觀主體間互惠合作具有啟迪意義，也能夠為我國社會信用體系建設的有效性提供直接證據。

基于此，本文利用國家發展改革委、中國人民銀行等國務院部委分批設立的社會信用體系改革試點為準自然實驗，檢驗社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響以及具體作用機制。基準回歸結果表明，社會信用體系建設能夠提高企業商業信用融資水平，且在進行平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、PSM-DID、考慮異質性處理效應等一系列穩健性測試下該結論仍然成立。機制檢驗表明，緩解信息不對稱、增強聲譽以及降低經營風險是社會信用體系建設提升企業商業信用融資水平的關鍵機制。此外，社會信用體系建設對企業商業信用融資的促進作用在經濟地位低、代理沖突大的企業以及信貸約束高、信用割裂嚴重的地區中更為明顯。進一步討論表明，社會信用體系建設所引致的商業信用融資也有助于企業提高實體投資水平并降低金融投資水平，即可以有效引導企業“脫虛向實”。

相較于以往文獻，本文可能的邊際貢獻如下：其一，拓展了商業信用融資影響因素的相關研究。商業信用融資一直是公司金融領域研究的熱點話題，現有探討商業信用融資影響因素的文獻主要集中于企業以及外部正式制度特征層面（Petersen and Rajan，1997;Love et al.，2007;方紅星和楚有為，2019;胡悅和吳文鋒，2022;李增福和馮柳華，2022；潘越等，2022）。少數幾篇從非正式制度視角出發的文獻探討了由長期歷史自發演化形成的商幫文化（王孝鈺等，2022）、儒家文化（Lietal.，2020）對商業信用融資的影響。與之不同，本文則從中國長期以來制度化信用缺失的現狀出發，以國家發展改革委和中國人民銀行推行的社會信用體系改革試點政策為外生沖擊，分析制度化信用及其所形成的隱形規范對企業商業信用融資的影響和作用機制，并運用上市企業數據進行實證檢驗。這些工作不僅有助于打破既有文獻分開探討正式制度和非正式制度如何影響商業信用融資的藩籬，也為商業信用融資研究的理論框架進行有益的完善和補充。其二，豐富了社會信用體系建設經濟后果的研究文獻。既有文獻大多將社會信用體系改革試點作為地區信用水平這一非正式制度優化的外生沖擊，探討了其在企業社會責任、違規、盈余管理、綠色創新以及數字化轉型等方面的影響（曹雨陽等，2022;左靜靜等，2023；喬菲和文雯，2023;范潤和孫雪嬌，2023；丁怡帆和曹慧平，2024），但對該政策的“制度化\"信用特征關注較少，且也鮮有提及其在企業商業信用融資方面的經濟后果。為此，本文基于外部監管約束和內在意識改善兩個方面，重點探討社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響，并檢驗發現社會信用體系建設有助于提高企業商業信用融資水平，且緩解信息不對稱、增強聲譽以及降低經營風險是這一效應產生的關鍵。該發現有助于拓寬社會信用體系建設經濟后果的研究邊界，并為系統探討信用與企業行為之間關系的相關問題提供范式借鑒。其三，本文基于企業經濟地位、代理問題以及我國當前存在的信貸約束、信用割裂等特殊情景展開異質性分析，通過捕捉社會信用體系建設影響企業商業信用融資水平更為細致的非對稱效果，從而增加對社會信用體系建設經濟后果邊界條件和約束因素的認識。同時，本文另一個重要的結論是，社會信用體系建設所帶來的商業信用融資效應有助于增加企業的實體投資、抑制金融投資，這也為我國通過繼續深化社會信用體系建設營造優良信用環境、提升資源配置效率以及促進實體經濟高質量發展提供了有益的政策啟示。

二、文獻綜述、制度背景與理論分析

（一）相關文獻綜述

基于本文核心研究內容，下面將分別從商業信用融資的制度因素和社會信用體系建設的經濟后果兩方面研究進行回顧。既有從制度環境視角探討商業信用融資影響因素的研究主要聚焦于正式制度方面。例如，潘越等（2022）利用智慧法院建設評價指數進行實證檢驗，發現智慧法院能夠通過提高司法便利性和司法效率對企業商業信用融資產生積極影響。曹向和匡小平（2013）的研究表明，地區市場化水平的上升有助于企業獲取更多商業信用。類似地，審計監督、媒體報道、金融環境等正式制度因素也能夠影響企業商業信用融資（Love et al.，2007;宋婕等，2019;張子健等，2023）。此外，Allen etal.（2005）的研究指出，中國經濟自改革開放以來的高速發展可能得益于以傳統文化為核心的非正式制度。沿襲這一思路，也有少部分研究探討了我國數千年歷史變革中演化形成的非正式制度因素對商業信用融資的影響，如王孝鈺等（2022）的研究發現，由當地社會環境、歷史機遇所形成的商幫文化會通過提高信息溝通、增強社會誠信來影響企業商業信用獲取。Lietal.（2020）的研究發現，儒家傳統作為中國最為廣泛和深遠的文化符號，會規范企業的經營行為，進而對其商業信用融資產生積極影響。

在社會信用體系建設經濟后果的相關研究中，曹雨陽等（2022）首次將社會信用體系改革試點視為地區社會信用水平提升的外生沖擊，探討了社會信用改善對企業承擔社會責任的影響。丁怡帆和曹慧平（2024）檢驗發現，社會信用體系建設能夠顯著促進試點地區企業的數字化轉型進程。左靜靜等（2023）、黃卓等（2023）研究以社會信用體系建設作為地區社會信用環境變化的代理變量，并檢驗發現信用環境改善能夠遏制企業違規行為。范潤和孫雪嬌（2023）利用社會信用體系示范城市建設刻畫社會信用，從治理盈余管理的角度進行了經濟后果檢驗。此外，喬菲和文雯（2023）發現，社會信用體系建設能夠增強企業創新意愿，具體表現為企業綠色專利產出的上升。

綜上分析，既有研究豐富了對影響商業信用融資的制度因素以及社會信用體系建設經濟后果的認識，為后續相關研究打下堅實的理論基礎。但遺憾的是，已有關于正式制度與非正式制度如何影響企業商業信用融資這一問題的探討往往是割裂的，忽略了由正式制度強制執行和遵守所形成的信用文化對商業信用融資的影響。同時，與我國傳統社會背景下以倫理道德關系和利益捆綁關系作為約束機制的信用文化不同，社會信用體系改革試點旨在通過信用信息共享平臺、城市信用網站、重點領域信用紅黑名單等一系列措施對地區主體進行守信激勵和失信約束，發展出一套符合我國經濟發展背景的信用監管體制和信用服務市場體系。這不僅是隱性道德約束的增強，也是顯性制度化信用體系的建立。然而，當前文獻對該政策的“制度化”信用特征關注較少，且也鮮有提及其在企業商業信用融資方面的經濟后果。鑒于此，本文重點研究社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響效應和作用機制，旨在為準確理解社會信用體系建設的實際作用提供更多經驗證據的同時，嘗試打破既有文獻分開探討正式制度和非正式制度如何影響企業商業信用融資的藩籬，給后續相關研究提供新的思路。

（二）制度背景：社會信用體系建設的發展歷程

建立健全社會信用體系是加強社會治理和營造優良信用環境的重要手段，也是當下提升制度化信用水平的迫切要求，更是促進實體企業高質量發展以及彼此間經營合作的有力保障。在這一背景下，黨中央、國務院高度重視信用體系建設，相繼出臺了相關制度文件。2011年10月，國務院常務會議開始部署制訂社會信用體系建設規劃。2014年6月，國務院印發了《社會信用體系建設規劃綱要（2014—2020年）的通知》（以下簡稱通知），為全面建立社會信用體系正式提出具體框架和建設思路的同時，明確指出了信用體系的建立目標：到2020年，覆蓋全社會的征信系統基本建成，守信激勵和失信懲戒機制全面發揮作用。隨后，在《通知》總體規劃框架的指引下，國家發展改革委和人民銀行聯合發文，于2015年和2016年分別設立了全國第一批和第二批社會信用體系改革試點城市①。不難發現，政策試點城市作為社會信用體系建設的重要載體，勢必會對當地誠信意識和信任水平的提高具有重要作用。結合信用體系的建立目標以及示范城市實施的數字化信用共享平臺、信用紅黑名單等一系列措施，本文認為社會信用體系建設對企業經營行為的影響主要體現在增強守信傾向和抑制失信傾向兩個方面：

首先，社會信用體系改革試點城市采取公開守信案例企業、給予守信企業相關獎勵等措施有效提高了試點地區企業的守信價值。例如，青島市在城市信用網站上記錄了微觀主體的信用信息，并對守信案例進行重點宣傳。同時，對于守信企業，青島市還推出“德信易貸”“稅銀通\"等多個特色金融產品來為其提供方便快捷且低成本的信貸渠道。又如，蘇州市政府除了在網站上公布守信企業紅名單外，還開展了“政稅銀”信用合作，建立國內首個多部門協同的納稅信用聯動獎懲體系，為守信企業提供“綠色通道”。其次，社會信用體系改革試點城市采用失信主體公示、健全失信懲戒和約束制度等措施有效提高了試點地區企業的失信成本。例如，合肥、廈門、杭州、濰坊以及義烏等城市定期在信用網站上公布企業失信情況，并對這些企業在外部資金獲取、評優評先以及市場注冊登記等多個方面進行嚴格門檻約束。總的來說，社會信用體系建設對形成誠實自律、守信互信的道德氛圍和信用維護機制作出了不可忽視的貢獻，同時也為本文的研究提供了較為良好的準自然實驗場景。

（三）理論分析與研究假說

商業信用融資是指以客戶企業信譽為基礎，通過無抵押的債務契約信貸關系獲取延期付款、預收貨款等供應商提供的經營性融資，具有較強的靈活性和便捷性（Petersenand Rajan，1997;盧闖等，2022）。對于正規金融體系尚不健全的中國而言，商業信用一直被視為除銀行貸款之外企業最為重要和普遍的經營性融資來源（陸正飛和楊德明，2011），在企業擴大生產、應對臨時性危機以及穩固供應鏈等方面也起到了關鍵性作用。違約風險假說強調，商業信用是供應商對客戶企業的風險投資，即供應商在商業信用融資中既享有客戶超過規定付款期限時獲得的額外收益，也面臨著投資機會流失和客戶拖欠債務的風險（Cunat，2007;章君瑤等，2022）。因此，為了保障投資的盈利性，供應商通常將客戶企業的信息透明度、市場聲譽以及經營狀況等作為是否要提供商業信用的決定性因素（Loveet al.，2007;羅勁博，2016;李增福和馮柳華，2022）。并且當供應商難以獲取企業經營信息或預期企業未來經營風險較高時，其往往也會選擇降低商業信用供給以避免壞賬損失。胡悅和吳文鋒（2022）的研究發現上游供應商更傾向于向經營狀況良好、有政府隱形擔保的國有企業提供商業信用的現象，也在一定程度驗證了這一觀點。進一步看，社會信用體系建設以建立個人、企業信用記錄系統為核心內容，定期向社會公布企業的信用信息，并聯合實施多項守信激勵和失信懲處等制度手段促使試點地區形成了誠實自律、守信互信的道德氛圍（黃卓等，2023），這為市場內信息流動、規范主體經營行為創造了良好條件（左靜靜等，2023）。因此，這一項旨在建立覆蓋全社會的誠信系統工程可能會提升供應商對企業的了解和信任程度，進而使試點地區企業更容易獲取商業信用融資。但另一方面，社會信用體系建設也可能對企業商業信用融資產生負面影響。這是因為，社會信用體系建設對地區信息流動以及企業經營行為的積極影響，也會使企業更容易獲得銀行的信賴，增加銀行對企業信貸供給的意愿（丁怡帆和曹慧平，2024），緩解企業融資約束，進而降低其對商業信用融資的需求。綜上所述，社會信用體系建設對企業商業信用融資的最終影響方向并不確定，可能為正，也可能為負，是一個有待檢驗的實證問題。因此，本文在提出研究主假設時并不預測影響方向。

：社會信用體系建設能夠影響企業商業信用融資。

接下來，基于現有理論和研究基礎，本文主要從信息不對稱、市場聲譽、經營風險以及信貸融資等方面論述社會信用體系建設正向或負向影響企業商業信用融資的內在機理，具體如下。

1.社會信用體系建設提升企業商業信用融資水平的內在機理

第一，社會信用體系建設有利于降低企業的信息不對稱，增強市場主體的監督力度，從而可以提高企業的商業信用融資水平。試點城市依托大數據及信息挖掘技術構建的信用信息共享平臺、統計誠信評價體系助力企業經營信息在不同轄區、不同市場間進行傳遞，從而有效打破了企業與外部環境間的信息壁壘。此外，信用信息共享平臺也加強了與稅務、銀行、商務等部門之間的聯動，這促進了企業信息在外部環境間的相互印證（喬菲和文雯，2023），從而便于供應商在內的多方市場主體掌握企業關于交易信用、經營狀況、風險管理以及產品質量等方面更真實客觀的信息，增強監督應收款項的安全性（李增福和馮柳華，2022）。另一方面，社會信用體系的建立有助于相應地區形成穩定的城市守信氛圍（左靜靜等，2023），而守信作為一種共享價值觀，通常會對企業管理層的信息披露行為形成“規范約束\"（馬德芳和邱保印，2016）。例如，Garrett et al.（2014）、Chen et al.（2018）的研究指出，守信文化可以有效緩解企業內部的代理沖突，在促進企業自愿披露的同時也改善了企業的會計信息質量。因此，位于信用體系改革試點城市的企業可能會受誠實自律、守信互信的地區環境影響，提高企業經營信息披露的及時性和真實性，進而降低企業和供應商伙伴之間的信息不對稱，促使供應商愿意向企業提供更多的商業信用。

第二，社會信用體系建設有利于增強企業聲譽，從而使供應商更愿意向企業提供商業信用。示范城市基于企業信用信息構建了實時變動的紅黑名單，并將名單信息與稅收、市場準人等經營福利掛鉤，定期通過城市信用門戶等線上平臺向社會公開。這一情形在倒逼企業減少有損自身形象行為的同時，也使得優質的市場形象變得更加\"有利可圖”，從而提升企業維護優質聲譽的傾向。特別地，Kreps andWilson（1982）的研究指出，良好信用文化的地區社會網絡也會更加活躍，為了避免損失在社會網絡中的合作機會，交易主體會注重保持良好的聲譽。由此可以推測，示范城市內形成的誠實守信道德文化氛圍也會提高企業對自身聲譽的重視程度。根據聲譽信息理論，優質的聲譽是企業重要的無形資產，有助于企業獲取市場主體更多的信任。因此，試點地區企業會因其的良好市場形象而縮短和供應商的信任距離，使供應商更愿意為企業提供商業信用便利（李增福和馮柳華，2022）。

第三，社會信用體系改革有利于降低企業經營風險，從而促使企業獲得更多的商業信用融資。一方面，社會信用體系改革試點城市內對典型違規違約案件的曝光以及通報批評、公開遣責、行為約束等懲戒措施加大了試點地區企業觸碰經營紅線的成本，從而有助于督促企業更加健康高效地經營（黃卓等，2023）。此外，試點城市內經營守則的企業不僅能夠直接獲得政府更多的資源支持，還能在新聞媒體的廣泛宣傳下吸引到更多的信貸、人才等優質生產要素，從而使企業更有能力去應對外部不確定性事件，實現經營風險的降低。另一方面，社會學習理論認為，環境道德規范會影響微觀主體的行為決策，當決策與道德規范產生沖突，心中會產生羞愧、內疚及其他負面情緒在內的精神壓力。而社會信用體系建設有助于在示范城市內形成誠實守信的社會風氣，并通過監測和制裁等機制來維持誠信（左靜靜等，2023）。此時，位于示范城市內的企業管理者將會受到誠實守信氛圍的同化，從而在生產經營過程中表現出更高的忠誠度和自律性（Chen etal.，2018;丁怡帆和曹慧平，2024），避免因獲取超額自身利益而導致企業風險增高的情況發生。進一步看，在企業經營風險較低時，交易伙伴出于盡快銷售產品或擴大市場份額等目的，會更加傾向于允許企業在獲得貨物后延遲一段時間再支付（Love et al.，2007;余泳澤等，2020），即經營風險較低的企業更有機會獲取商業信用融資。基于上述分析，本文提出以下機制假設。

：社會信用體系建設通過緩解信息不對稱、增強聲譽以及降低經營風險來正向影響企業商業信用融資。

2.社會信用體系建設降低企業商業信用融資水平的內在機理

從企業自身選擇融資方式的角度來看，商業信用融資與銀行信貸融資之間存在替代關系（Loveet al.，2007;陸正飛和楊德明，2011）。社會信用體系建設對企業信息披露以及合規經營等的積極影響也有助于緩解銀行與企業間的信息不對稱程度，提高銀行對企業的青睞，從而促使企業獲取到更多的信貸支持（丁怡帆和曹慧平，2024）。另外，示范城市也通過“政稅銀\"信用合作、信貸“綠色通道”等多種形式為信用良好的企業提供了直接的信貸支持。例如，青島市通過信用綜合服務平臺打造“以信促融，善融惠企\"新貸款模式，助力銀行向更多守信企業貸款，截至2022年7月，平臺內發布融資需求32192次，成功為13295余家企業提供融資支持，獲貸率高達 4 1 . 3 % 。綜上不難看出，在社會信用體系建設的支持下，企業可以獲取更多的銀行信貸支持，緩解融資約束，進而降低自身的商業信用融資需求，即社會信用體系建設可能會使企業通過正式融資“擠出\"企業間商業信用的非正式融資。由此，本文提出如下機制假設。

：社會信用體系建設通過增加銀行信貸融資來負向影響企業商業信用融資

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

為保證試點前后樣本期一致以及避免其他政策沖擊的混淆效應，本文以2011—2020年A股上市公司作為初始樣本，并做了如下處理：（1）剔除金融保險類上市公司;（2）剔除ST類以及期間退市的企業；（3）剔除主要變量缺失的樣本；（4）為避免極端值的影響，對連續變量進行了上下 1 % 水平的縮尾處理，最終得到了21288個樣本觀測值。本文所使用的數據均來自CSMAR數據庫和WIND數據庫。

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量：商業信用融資（TC）

本文借鑒盧闖等（2022）的做法，采用應付賬款與總資產的比值（TC）來作為企業商業信用獲取情況的代理變量。TC越大，代表企業獲得供應商提供的商業信用融資越多，反之則企業獲得的商業信用融資越少。

2.解釋變量：社會信用體系建設（Trust）

本文借鑒曹雨陽等（2022）的做法，根據企業所在城市在不同時間進人社會信用體系改革試點設置虛擬變量Trust，若企業所在地入選社會信用體系改革試點，則當年及以后年份取值為1，反之為0。

3.控制變量

參考既有研究（Love etal.，2007;陸正飛和楊德明，2011;方紅星和楚有為，2019），本文設置了如下控制變量：企業規模（Size，總資產的自然對數）長期資產負債率（Lev，長期負債/總資產）固定資產占比（Tangible，固定資產凈額/總資產）、托賓Q值（Tobin_Q，固定資產凈額/年末總資產）、生產效率（TFP，LP法測算的全要素生產率）、現金持有（Cash，貨幣資金與交易性金融資產之和/總資產）資產報酬率（ROA，凈利潤/總資產）、流動資產占比（Liq，流動資產/總資產）、融資約束（KZ，KZ指數）、政府補助（GS，政府補助總額/營業收入）、銀行借款（Bank，長期借款和短期借款之和/總資產）、企業年限（Age，企業成立年數的自然對數）、股權集中度（TOP1，第一大股東持股數/總股本）、董事會規模（Board，董事人數的自然對數）、獨立董事占比（Ind，獨立董事人數/董事人數）以及產權性質（SOE，國有企業取值為1，否則為0）。

（三）模型構建

本文以第一批（2015年）和第二批（2016年）社會信用體系改革試點作為準自然實驗，構建多時點DID模型來檢驗社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響：

其中，i表示企業，t表示年份。 為企業i第t年的商業信用融資水平， 為社會信用體系改

革試點的虛擬變量，Controlsi為本文選取的控制變量， 為隨機擾動項。與此同時，為了避免時間、城市和企業層面不可觀察因素對結果的影響，本文還進一步控制了年份固定效應（Year）、城市固定效應（City）和企業固定效應（ F i r m ）。

（四）描述性統計結果

本文主要變量的描述性統計結果如表1所示。TC的最小值和最大值分別為0.002和0.3537，且均值（0.0943）大于中值（0.0782），表明該指標呈現右偏分布現象，即少數樣本企業在供應商處獲得了較多商業信用融資。Trust的均值為0.2449，表明大約有 2 4 . 5 % 的樣本受到了社會信用體系改革試點的影響。其余變量的描述性統計結果與現有文獻基本一致，不再贅述。

四、實證檢驗與結果分析

（一）單變量檢驗

本文首先對社會信用體系建設與企業商業信用融資進行了單變量檢驗。表2的結果顯示，商業信用融資在試點城市企業組和非試點城市企業組的均值分別為0.1055和0.0907，中位數分別為0.0865和0.0753，差異均在 1 % 水平上顯著，說明相對于不處于社會信用體系改革試點的企業，試點城市企業從供應商處獲得了更多的商業信用融資，初步支持了社會信用體系建設對企業商業信用融資的正向影響假設。

（二）基準回歸

表3為模型（1）的回歸結果。其中，列（1）是控制年份、城市以及企業固定效應，但不加人控制變量的回歸結果，核心解釋變量的回歸系數為0.0053，在 1 % 水平上顯著，這初步說明了社會信用體系建設顯著提高了企業商業信用融資水平。考慮到企業異質性特征對其商業信用融資的影響，列（2）—（3）逐步加入企業財務類或治理類控制變量后，核心解釋變量的回歸系數依舊顯著為正，說明隨著社會信用體系建設的推進，試點地區企業的商業信用融資水平顯著上升，結果支持了正向影響假設，而非負向影響假設。經濟意義方面，以第（3）列的回歸結果為例，相對于對照組企業，實驗組企業的商業信用融資水平在社會信用體系改革試點后上升了 4 . 3 5 % （ 0 . 0 0 4 1 / 0 . 0 9 4 3 ） 。

（三）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

表4平行趨勢與PSM-DID

2.PSM-DID

盡管社會信用體系改革試點政策作為外生沖擊已經較好地克服了內生性問題，但實驗組和控制組存在的系統性差異也可能會導致實證結果出現偏誤。為解決上述問題，本文采用逐年匹配的傾向得分匹配法為每一個實驗組企業尋找最為相似的對照組企業，然后再利用匹配成功后的樣本進行回歸，步驟如下：將前文所選取的控制變量設置為匹配變量，進行了1：1最近鄰匹配和卡尺1：4匹配，然后再運用多時點DID模型重新估計社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響效應。此外，為避免在匹配過程中樣本量的損失，本文也進一步采用了熵平衡重新進行匹配檢驗①。表4第（2）—（4）的結果顯示，社會信用體系建設的回歸系數均在 1 % 水平上正向顯著，且回歸系數大小也與基準回歸相近，即考慮了系統性偏差問題后，社會信用體系建設對企業商業信用融資的正向影響依舊穩健。

3.異質性處理效應

Goodman-Bacon（2021）、劉沖等（2022）的研究指出，多時點DID采用傳統雙向固定效應模型來估計政策的平均處理效應時有一個重要的潛在問題：存在異質性處理效應。一方面，較早接受處理的樣本會成為較晚處理樣本的控制組，存在\"壞的控制組\"問題，引發估計偏誤。另一方面，雙向固定效應模型的估計系數會受到跨期交叉污染的影響，從而可能無法估計政策沖擊前后回歸系數的實際大小。基于此，本文采用三種方式驗證基準回歸結果在異質性處理效應下的穩健性。

第一，參考Goodman-Bacon（2021）的做法，對處理效應的權重進行了分解。在Goodman-Bacon分解的結果中，“壞的控制組\"權重為 2 . 9 % ，占比較少，在一定程度上說明異質性處理效應對基準回歸結果沒有實質性影響。

第二，本文參考Callaway and Sant’Anna（2021）的研究，對可能存在的異質性處理效應進行了穩健性估計，結果如表5中PanelA所示。可以發現，簡單加權平均估計（Simple_ATT）、分組估計（GAverage）、分自然時點估計（CAverage）的平均處理效應均顯著為正，分事件時點檢驗中的事前平均估計量（Pre_avg）不具有顯著性關系，事后平均估計量（Post_avg）則顯著為正，這些結果再次表明社會信用體系建設提高企業商業信用融資水平的結論是穩健的。

第三，本文參考邱保印等（2023）的做法，將2015年下半年開展的第一批社會信用體系改革試點視為2016年開始實施的政策，從而進行單期DID模型估計（若企業所在地入選第一批或第二批社會信用體系改革試點，則2016年及以后年份取值為1，反之為0），以規避異質性處理效應的影響。從表5中PanelB第（1）列可以看出，社會信用體系建設的回歸系數均在 1 % 水平上正向顯著，說明在通過轉換為單期DID模型克服異質性處理效應后，結論依舊成立。此外，我們還將第一、二批社會信用體系改革試點城市分開，以從未人選過試點的城市為控制組再次使用單期DID模型。從表5中Panel B第（2）—（3）列可以看出，無論采用第一批還是第二批試點城市作為實驗組，社會信用體系建設的回歸系數均顯著為正①，再次說明了社會信用體系建設能夠顯著提高企業商業信用融資水平。

4.安慰劑檢驗

盡管計量模型（1）中已加入了一系列控制變量以及年份、城市和企業固定效應，但試點城市和非試點城市企業的商業信用融資水平差異也可能是因為經濟周期等其他不可觀測因素造成的。為此，我們借鑒魏志華等（2022）的做法，通過隨機選擇社會信用體系改革試點城市的實施時間和隨機設置社會信用體系改革試點城市這兩種方法進行安慰劑檢驗。由于在安慰劑檢驗中，“偽\"時間點和“偽”試點城市都是隨機生成的，故而社會信用體系改革試點對企業商業信用獲取的正向影響應當不再成立。基于此，本文嘗試重新定義社會信用體系建設的虛擬變量與企業商業信用融資進行回歸，并重復500次。圖2和圖3是“偽\"社會信用體系建設變量回歸系數的核密度分布特征，可以發現，兩種隨機過程中估計系數均介于-0.003至0.003之間，且集中分布在0附近，同時大部分p值在0.1以上，即基準回歸結果成立屬于小概率事件。此外，大部分隨機模擬的回歸系數絕對值均小于0.0041。據此，可以說明社會信用體系建設對企業商業信用融資的促進作用并非由不可預測的因素導致的，即本文的研究結論具有一定穩健性。

5.排除其他可能性解釋

生產或采購行為的變動以及同時期其他政策沖擊也會影響企業的商業信用融資狀況。此時，前文基準回歸結果可能并非是由社會信用體系建設所產生的，故有必要對企業特定的經營行為和其他相關政策進行控制①。本文主要做了以下兩方面的嘗試：第一，企業生產規模和采購規模的擴張行為通常會促使企業開拓更多新供應商或增加原有供應商的購買額。這意味著，本文所識別的企業商業信用融資水平上升也可能是企業生產規模或采購規模擴張的經濟后果。為排除這兩個潛在的替代性解釋，本文以固定資產增長率衡量企業的生產規模擴張，以供應商交易額增長率衡量企業的采購規模擴張，并將二者分別作為控制變量代人基準模型中進行回歸。從表6第（1）一（2）的回歸結果中可以發現，社會信用體系建設的回歸系數依舊在 1 % 水平上顯著為正，這說明在考慮了企業生產規模和采購規模擴張的影響后，社會信用體系建設對企業商業信用融資的積極作用依舊存在。

第二，本文的研究樣本區間處于我國構建和諧社會和推動新一輪科技革命關鍵時期。一方面，營造和諧社會的政策沖擊會對企業的經營行為起到一定約束作用，從而可以降低企業的違約風險，吸引更多的供應商提供商業信用。另一方面，數字化建設政策的出臺也可以優化地區信息環境、改善企業經營狀況，進而可能對企業商業信用融資產生積極影響。此時，基準回歸結果可能并非是社會信用體系建設微觀經濟效應的體現，故有必要對相關政策的沖擊進行控制。基于此，本文借鑒石大千等（2019）、丁怡帆和曹慧平（2024）的研究，以創建文明城市作為營造和諧社會的政策代表，以寬帶中國戰略和智慧城市試點作為數字化建設的政策代表，并構建了文明城市政策虛擬變量、寬帶中國戰略政策虛擬變量以及智慧城市政策虛擬變量，并將三個變量分別作為控制變量代人基準模型中進行回歸。從表6第（3）一（5）的回歸結果中可以發現，社會信用體系建設的回歸系數均通過了顯著性檢驗，這說明在考慮了同時期代表性政策的影響后，社會信用體系建設對企業商業信用融資的積極作用依舊存在。

特別地，為全面排除以上因素對本文核心結論的干擾，本文還同時控制了生產規模擴張、采購規模擴張、文明城市政策、寬帶中國戰略、智慧城市試點五個變量，結果見表6第（6）列。不難看出，社會信用體系建設的回歸系數仍然顯著為正，充分表明基準回歸結果的穩健性。

6.其他穩健性檢驗

本文還做了如下穩健性檢驗：其一，制造業是中國實體經濟的主體和立國之本，也是全樣本占比最高的行業。因此，為排除特定行業因素的干擾，本文僅保留制造業企業的樣本數據進行檢驗，結果如表7第（1）列所示，基準回歸結果依舊成立。其二，考慮到第一批和第二批社會信用體系改革試點均不是年初開始實施，為更精準地識別社會信用體系建設對企業商業信用融資水平的影響，我們剔除了第一批和第二批改革試點當年（2015—2016年）的樣本，回歸結果如表7第（2）列所示，社會信用體系建設的回歸系數顯著為正。其三，在個體和年份層面進行雙重聚類，回歸結果如表7第（3）列所示，結果仍成立。其四，考慮到各行業發展周期的差異性以及各地區的經濟發展進程、法律執行效率的不同，我們在基準模型中加入了行業-年度交互固定效應、城市-年度交互固定效應以排除行業和地區時變特征差異對參數估計造成的干擾，回歸結果如表7第（4）列所示，社會信用體系建設的回歸系數顯著為正。其五，為了保證實證結果不受因變量指標選取影響，我們采用應付賬款與應收賬款之差/總資產、應付賬款與應收賬款之差/營業成本來重新衡量企業商業信用融資水平，回歸結果如表7第（5）一（6）列所示，社會信用體系建設的回歸系數均顯著為正，說明前文研究結論依舊成立。其六，前文結論說明，社會信用體系建設有效促使更多供應商在和企業合作的過程中讓渡付款時間，這會導致試點地區企業的資金占用壓力下降，進而可能增加其向非試點地區企業提供商業信用的意愿和能力，即處理組也可能間接影響對照組，引發多時點DID模型的估計偏誤。為排除這一可能，本文采用應收賬款/總資產來衡量企業的商業信用供給（Supply），并將其作為被解釋變量重新進行回歸檢驗，結果如表7第（7）列所示，社會信用體系建設的回歸系數為負，并未通過顯著性檢驗，說明社會信用體系建設開展后，試點地區企業的商業信用供給行為并未增多。此外，我們還刻畫了處理組和對照組企業商業信用融資的變化趨勢（如圖3所示）。可以看出，兩組企業的商業信用融資在社會信用體系改革試點發生之前呈現出明確的共同變動趨勢。但在2015年社會信用體系改革試點發生之后，處理組企業的商業信用融資水平較于控制組企業相對上升，且兩者差距逐步擴大。總體而言，圖3不僅重新證實了處理組并未間接影響對照組，也進一步驗證了平行趨勢假定。

（四）機制分析

基準回歸結果表明，社會信用體系建設顯著提高了企業的商業信用融資水平，但二者間的傳導機制是什么呢？根據前文的理論分析可知，示范城市在社會信用體系建設的指引下，所采取的數字化信用共享平臺、信用紅黑名單等一系列措施極大提高了地區誠實守信水平，從而可能緩解企業信息不對稱、增強企業聲譽以及降低企業經營風險，進而為企業吸引更多的商業信用融資。為驗證上述邏輯：其一，我們借鑒于蔚等（2012）的做法，利用流動性比率指標、非流動性比率指標和收益率反轉指標進行主成分分析，構建企業信息不對稱的綜合指標（ASY）。其二，通常來說，聲譽較高的企業會避免違規行為的發生。我們參考謝紅軍等（2017）構造企業聲譽變量的研究思路，使用企業每年違規處罰次數（Vio）和Merton DD模型估計的違約距離（DD）來作為企業聲譽的代理變量。其三，借鑒王竹泉等（2017）的做法，采用息稅折舊攤銷前利潤率標準差的累積分布概率（Risk）來衡量企業的經營風險。隨后，將上述四個機制變量作為被解釋變量，社會信用體系建設作為核心解釋變量進行回歸。從表8的回歸結果可以看出，社會信用體系建設的估計系數均通過了顯著性檢驗，且符號與預期一致。因此，信息不對稱的緩解、聲譽的增強以及經營風險的降低確實是社會信用體系建設影響企業商業信用融資的重要潛在機制。至此，本文假設 成立。

五、異質性分析和進一步檢驗

（一）異質性分析

前文結果主要聚焦于社會信用體系建設對企業商業信用融資影響的平均效應，忽略了這一核心研究結論在不同情景下是否存在差異化表現。因此，本文進一步從企業特征（經濟地位和代理沖突）和地區特征（信貸約束和信用割裂）兩個方面進行異質性檢驗，以期為理解社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響提供更多經驗證據。

1.企業特征

第一，經濟地位的重要性。經濟地位高的企業對當地經濟發展貢獻較大，往往會受到相關部門的重點監督，加之違法違規的經濟成本和信譽成本較高，其信息披露的完善程度以及法規遵從度相對較高。因此，，供應商更傾向于給經濟地位較高的企業提供商業信用融資。相反，經濟地位較低的中小企業受到的外部關注較少，且其市場影響力以及經營平穩性均較差，難以獲得供應商的信任。本文強調，社會信用體系建設可以通過構建數字化信用共享平臺等措施使外部市場主體及時獲取到企業經營的真實信息，并通過守信激勵和失信懲處手段優化企業的市場形象和經營狀況，進而使企業能夠獲取到更多的商業信用融資。據此不難推斷，社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響應當在經濟地位較低的樣本中更為凸顯。本文參考劉貫春等（2023）的研究，采用總資產規模來刻畫企業經濟地位，并按照年度—行業中位數將樣本劃分為經濟地位較低的企業和經濟地位較高的企業，以此進行分組回歸，結果呈現在表9第（1）—（2）列。可以發現，社會信用體系建設的估計系數在經濟地位較低的樣本中顯著為正，但在經濟地位較高的樣本中并不顯著，且組間均值差異檢驗P值小于0.1。由此可見，社會信用體系建設對企業商業信用融資的提升作用在經濟地位較低的企業中更為凸顯。

第二，代理沖突的重要性。代理沖突的升高不僅會引發企業信息透明度出現下降，還會使資金被大量運用于管理層的自利活動中（Lietal.，2020），進而降低供應商提供商業信用的意愿。本文強調，試點城市通過一系列守信激勵和失信嚴懲的措施有效提高了地區信息流動速度和誠信水平，這勢必有助于規范企業的經營行為，遏制代理沖突。由此，我們推測，社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響效應可能會在代理沖突較大的樣本中更為明顯。為驗證這一猜想，我們采用管理費用率來衡量企業的代理沖突程度，并按照年度—行業中位數將樣本劃分為代理沖突較大的企業和代理沖突較小的企業，以此進行分組回歸，結果呈現在表9第（3）—（4）列。不難看出，社會信用體系建設的估計系數在代理沖突較大的企業樣本中顯著為正，但在代理沖突較小的企業樣本中并不顯著，且組間均值差異檢驗P值小于0.1，即社會信用體系建設對企業商業信用融資的提升作用在代理沖突較大的企業中更為凸顯。

2.地區特征

第一，信貸約束的重要性。在我國，銀行出于信貸風險和經營業績等的考慮，將大量信貸資源提供給了具有高額抵押物、政府隱性擔保的部分企業，盡管這類企業可能經營效率較為低下或并不存在融資約束（胡悅和吳文鋒，2022）。而受到信貸約束的企業無法從正規金融機構獲得充足資金時，會轉而尋求商業信用等非正式融資方式（陸正飛和楊德明，2011）。那么，社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響是否會受到信貸約束的影響呢？本文參考姜付秀等（2019）的研究，以地級市前五大銀行支行數量占比來進行衡量地區信貸約束水平，并按照中位數將樣本劃分為信貸約束較大的樣本和信貸約束較小的樣本，以此進行分組回歸，結果呈現在表10第（1）—（2）列。社會信用體系建設的估計系數在信貸約束較大的樣本中通過了顯著性檢驗，但在信貸約束較小的企業樣本中并不顯著，且組間均值差異檢驗P值小于0.1，即社會信用體系建設對企業商業信用融資的提升作用在信貸約束較大的地區更為凸顯。

第二，信用割裂的重要性。不同于西方國家，中國的信用文化主要體現在倫理道德關系、利益捆綁關系以及由這兩者建立形成的社交網絡之中（左靜靜等，2023），個體守信與失信行為的獎懲也主要局限于這一網絡之中，具有明顯的群體割裂特征。然而，隨著外部全球一體化和內部市場一體化進程不斷邁進，迫使個體和組織的交往范圍逐漸邁向更多的陌生人。此時，這一傳統信用文化逐漸顯露弊端。特別是對企業商業信用融資活動而言，位于關系網絡之外的供應商可能會由于信息不對稱，無法獲得企業的真實經營情況，從而導致彼此間難以構建良好的信任關系，不愿意向企業提供商業信用。進一步看，社會信用體系建設旨在通過大數據及信息挖掘技術建立社會活動參與者的信用評價系統，并隨之形成守信激勵和失信懲戒的運行機制（丁怡帆和曹慧平，2024），從而最終構建成覆蓋全社會的誠信系統工程。這一由法律法規、前沿信息技術所推行產生的信用文化具有明顯的“制度化\"“破圈化”和\"全面化\"特征。那么，社會信用體系建設是否可以解決我國存在已久的信用割裂問題呢？本文參考左靜靜等（2023）的研究思路，利用方言多樣性測度地區信用割裂程度，并按照中位數將樣本劃分為信用割裂程度較高的樣本和信用割裂程度較低的樣本，以此進行分組回歸，結果呈現在表10第（3）—（4）列①。不難發現，社會信用體系建設的回歸系數在信用割裂程度較高的樣本中顯著為正，但在信用割裂程度較低的樣本中并不顯著，且組間均值差異檢驗P值小于0.1，即社會信任體系建設有效彌補了我國以倫理道德關系和利益捆綁關系作為約束機制的“小范圍”信用的不足。

（二）進一步檢驗：社會信用體系建設與企業投資決策

目前為止，本文證實了社會信用體系建設與商業信用融資水平之間的關系以及內在作用機理，但企業獲得商業信用融資后具體的資金流向還不得而知。近年來，金融行業的高利潤導致大量追求短期利潤的實體企業進行金融資產投資，經濟\"脫實向虛\"現象較為嚴重。那么，一個值得思考和解答的問題是：社會信用體系建設促使企業獲得更多的商業信用融資后，又是否會進一步引發企業的實物資產投資或金融資產投資呢？該問題的解答有助于我們更深刻地理解社會信用體系建設與經濟高質量發展之間的關系。本文認為，商業信用債權人具有信息獲取和客戶控制優勢，可以更好地發揮債權人的監督治理效應，從而可能會抑制企業的過度金融投資行為。此外，示范城市內誠實守信的氛圍也會對管理層的經營決策產生重要影響，減少其套利和侵占行為，進一步引導所在企業的資金流向實業。為驗證這一猜想，本文參考李增福和馮柳華（2022）的做法，構建如下模型進行檢驗：

模型（2）—（3）中， 為企業金融化，采用（交易性金融資產 + 衍生金融資產 + 發放貸款及墊款凈額 + 可供出售金融資產凈額 + 持有至到期投資凈額 + 投資性房地產凈額）/總資產來進行度量； 為企業實體投資，采用（固定資產 + 在建工程 + 工程物資）/總資產來進行度量，本文重點關注模型（2）中 和模型（3）中交互項 的回歸系數。

表11匯報了模型（2）—（3）的回歸結果。在列（1）和列（3）中，商業信用融資的回歸系數分別為-0.0423和0.1544，均通過了顯著性檢驗，表明商業信用融資能夠顯著提升企業實業投資水平，降低企業金融化程度。在列（2）和列（4）中，交互項的回歸系數為-0.0303和0.0944，同樣通過了顯著性檢驗，這說明社會信用體系建設給企業帶來的商業信用融資降低了企業金融化程度，并進一步提高了企業的實業投資水平，即社會信用體系建設有助于引導非金融企業回歸實業發展，抑制經濟“脫實向虛”，與本文猜想一致。

六、研究結論與政策啟示

本文基于國家發展改革委、中國人民銀行等國務院部委推動的社會信用體系改革試點的政策背景，采用2011—2020年上市企業相關數據，檢驗了社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響效應和作用機制。研究發現，社會信用體系建設有效提高了企業商業信用融資水平，這一結論在進行平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、PSM-DID等穩健性測試后仍然成立。機制分析發現，社會信用體系建設主要通過緩解信息不對稱、增強聲譽以及降低經營風險來影響企業的商業信用融資。拓展性研究發現，在經濟地位較低、代理沖突較大的企業以及信貸約束較高、信用割裂較為嚴重的地區中，社會信用體系建設對企業商業信用融資的影響更為凸顯。此外，社會信用體系建設引致的商業信用融資也最終提高了企業的實體投資水平，遏制了經濟的\"脫實向虛\"現象。

本文的研究結論具有以下政策啟示：第一，上述研究結果表明，社會信用體系改革試點所構建的守信激勵和失信懲戒的運行機制，可以有效緩解企業信息不對稱、增強企業聲譽以及降低企業經營風險，進而提高企業的商業信用融資水平，這對提高企業間經營合作頻率和深度以及營造誠實自律、守信互信的社會信用環境具有重要意義。因此，國家應繼續擴大社會信用體系建設覆蓋范圍，將更多市場參與主體的信用情況也納入評估體系中。同時，進一步完善獎懲機制，注意在對守信企業和公民進行嘉獎的同時，也嚴格執行對企業和個人失信行為的懲戒，進而使示范城市在較短時間內形成濃厚的誠信氛圍。第二，雖然本文的研究結果表明，社會信用體系改革試點所帶來的商業信用融資并未引發實體經濟的“脫實向虛”現象。但政府和企業管理者也要時刻關注和防范企業過度金融化現象以及其所帶來的風險問題，使社會信用體系建設既可以在提高企業間經營合作的同時，也能夠推動實體企業高質量、可持續地發展。第三，本文發現隨著企業特征和外部環境的不同，社會信用體系建設對商業信用融資的積極影響也會發生差異。因此，政府在推進社會信用體系建設的同時，也要因地制宜地考慮到不同企業的具體情況，且企業也應積極維護和優質供應商之間的關系，以更好對接社會信用體系建設產生的積極作用。

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（責任編輯：童玉芬）