1、企业社会责任信息与信贷资源的二次配置 丁杰 黄金波 郑军 广东财经大学金融学院 摘 要： 银行系统主导着信贷资源的初次配置, 商业信用则起到信贷资源再配置的作用。文章基于中国上市公司 2008-2014 年的企业社会责任信息披露数据, 对企业社会责任信息的信贷资源二次配置效应进行实证检验。研究表明:社会责任信息披露有助于企业在信贷资源的再配置中取得优势地位, 披露社会责任报告的企业获得了更多的商业信用, 其商业信用对银行信贷的替代作用增强, 但没有证据表明社会责任信息的披露有助于企业在信贷资源的初次配置中获得更多信贷资源。然而, 以上结论仅限于社会责任信息披露与否, 社会责任信息披露的质量对信
2、贷资源配置没有影响。本文的结论对于引导企业践行社会责任, 并优化信贷资源配置具有启示意义。关键词： 企业社会责任; 信贷资源; 商业信用; 二次配置; 作者简介：丁杰 (1981-) , 男, 湖北襄阳人, 讲师, 博士, 研究方向:公司金融;作者简介：黄金波 (1983-) , 男, 河南信阳人, 副教授, 博士, 研究方向:金融风险管理;作者简介：郑军 (1981-) , 男, 贵州铜仁人, 讲师, 博士, 研究方向:公司金融。收稿日期：2017-02-24基金：国家自然科学基金项目 (71573056;71603058) Corporate Social Responsibility I
3、nformation and the Twice Allocation of Credit ResourcesDING Jie HUANG Jin-bo ZHENG Jun School of Finance, Guangdong University of Finance and Economics; Abstract： Banking system dominates the initial allocation of credit resources, commercial credit has played a role in the re-allocation ofcredit re
4、sources. Based on the information disclosure data of corporate social responsibility of Chinas 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 informat
5、ion disclosure is helpful for enterprises to gain advantages in the credit resource re-allocation, enterprises thatdisclose corporate social responsibility reports have obtained more commercial credit, and their commercial credit has increased the substi-tution effect on bank credit. However, there
6、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 ofsocial responsibility information, and the quality of social r
7、esponsibility 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 ofcredit resources.Keyword： corporate social responsibility; credit resources; co
8、mmercial credit; twice allocation; Received： 2017-02-24一、引言近年来, 关于企业社会责任的重要议题之一就是企业社会责任信息的披露能否起到引导资源配置的作用。国内外均有研究表明企业履行社会责任以及披露社会责任信息有助于企业获得权益融资或降低企业权益融资成本 (Verrecehia, 2001;Ghoul 等, 2011;孟晓俊等, 2011;李姝等, 2013) 1-4, 这些研究从股权融资的角度验证了企业社会责任信息的资源配置作用, 认为社会责任信息与财务信息一样, 有助于降低信息不对称, 向资本市场传递更多信号, 进而帮助企业在资本市场
9、上获得更多的资源配置, 而这也被视为企业履行社会责任的重要动机之一。从股权融资角度分析企业社会责任信息的资源配置功能固然有其必然性, 然而, 在我国以银行为主导的金融体系之下, 大部分企业主要的外部资金来源是银行信贷资金, 仅考虑企业社会责任信息披露的股权融资动机及其资源配置效应恐怕不尽合理。企业发布社会责任信息是否还具有债务融资的动机?社会责任信息披露能否提高企业债务融资能力, 起到引导信贷资源配置的作用?此外, 债务融资不仅包括企业直接从银行获得的信贷资金, 银行作为发放贷款的主体, 仅起到信贷资源初次配置的作用。除了银行信贷, 商业信用也是企业的重要融资方式之一。商业信用的再分配理论认为
10、企业对外提供商业信用的行为相当于将自己获得的信贷资金分配给了其他企业, 起到了信贷资源再配置的作用 (刘仁伍和盛文军, 2011) 5。那么, 企业社会责任信息的披露能否在信贷资源的再配置中发挥作用?弄清这些问题对于深入理解企业履行社会责任及披露社会责任信息的经济动因和经济后果, 引导企业自觉履行社会责任, 发挥企业社会责任信息在信贷资源配置中的作用是极为重要的。二、文献回顾企业社会责任信息的资源配置效应问题衍生于利益相关者理论。利益相关者 (Stakeholders) 理论认为企业在追求自身利益最大化的同时, 不得不考虑企业利益相关方 (员工、顾客、供应商、采购商、债权人、政府部门、社会公众
11、) 的利益。因为两者之间的利益总是息息相关的, 现代企业最终的价值创造和价值实现要依赖于与利益相关者之间的合作6。企业的利益相关者是企业履行社会责任的受益者, 但这种受益不是单向的, 利益相关者总是以各种资源回报履行社会责任的企业。温素彬和方苑 (2008) 将利益相关者分为货币资本利益相关者、人力资本利益相关者、社会资本利益相关者、生态资本利益相关者, 认为这些不同的利益相关者会给企业带来不同的资源投入7。其中, 资金 (货币资本) 是企业长期发展所需要的最重要资源之一。企业资金的来源是多方面的, 但目前的研究集中于讨论企业社会责任信息与股权资金的配置, 相关研究主要从股权融资成本的角度展开
12、分析。例如Richardson (1999) 从降低信息不对称、满足投资者社会责任偏好等角度说明社会责任信息披露为何会降低企业资本成本8。Verrecehia (2001) 认为社会责任信息的作用在于降低了信息不对称, 从而有助于降低交易成本, 进而能降低企业的资本成本1。Heinkel 等 (2001) 从环境保护的角度出发, 建立理论模型进行分析, 结论表明具有环保意识的投资者不会购买环境保护不力的企业的股票, 对其股票需求的减少会导致其权益资本成本的上升9。国内的研究中, 孟晓俊等 (2010) 的经验研究得出了社会责任与资本成本之间的互动关系3。李国平和韦晓茜 (2014) 的理论分析
13、总结了企业社会责任影响财务绩效的五个可能的途径, 其中一条就是降低企业的资本成本10。李姝等 (2013) 实证检验了上市公司的社会责任报告对其权益资本成本的影响, 其研究表明企业披露社会责任报告有助于降低其权益资本成本, 但这种影响仅限于首次披露社会责任报告的企业4。邓德军等 (2013) 进一步从风险感知的角度解释了为什么企业社会责任信息会影响权益融资成本, 认为资本成本体现了投资者对公司的感知风险11。相对于权益资金而言, 企业社会责任对信贷资金配置的影响, 目前仅有少数文献进行了探讨。例如 Goss 和 Roberts (2011) 通过检验企业社会责任与企业债务融资的关系, 发现社会
14、责任表现越好的企业, 越容易从银行获得更长期限和较低利率的贷款12。沈艳和蔡剑 (2009) 基于调查数据分析了企业社会责任意识对企业融资的影响, 研究认为企业社会责任意识越强的企业, 从正规金融机构获得贷款的能力越强13。黄珺和朱辉 (2014) 的研究则表明企业社会责任会强化企业政治背景与银行信贷之间的关系14。以上这些文献的研究对象是企业社会责任表现与信贷融资之间的关系, 然而, 企业社会责任表现要被利益相关者观察到才能影响其资源配置决策, 而社会责任信息在二者之间能够起到怎样的桥梁作用呢?对两者相互关联的机制进行深入分析, 有助于我们理解二者的关联关系。至于社会责任对信贷资源再配置的影
15、响。自 1960 年 Meltzer 首次强调了商业信用的再分配作用以来, 商业信用与银行信贷相互替代, 能够起到信贷资源再配置的作用已经得到了国内外众多研究的验证 (Love 等, 2007;陆正飞和杨德明, 2011;丁杰等, 2015) 15-17。但影响信贷资源再配置作用的因素中, 尚没有相关研究引入企业社会责任因素, 分析企业社会责任信息如何引导信贷资源的再配置, 既是对企业社会责任信息的资源配置效应相关研究的扩展, 也可以看作是对商业信用再配置理论的有益补充。三、实证设计(一) 研究样本和数据来源本文的初始样本为上市公司 2008-2014 年的企业年度数据。其中, 企业社会责任信
16、息披露数据为润灵环球责任评级 (RKS) 数据, 润灵环球责任评级从 2009年开始每年对上市公司上一年度的社会责任报告质量进行评级;上市公司的财务数据来自于 CCER 一般企业财务数据库;公司治理数据来自于 CCER 上市公司治理结构数据库。剔除总资产或所有者权益小于 0 以及相关数据缺失的企业, 共得到 10 167 个企业/年度观测值, 其中没有披露社会责任信息的观测值为 7384 个, 披露社会责任信息的 2 783 个观测值中, “应规”披露的观测值为 1 808 个, “自愿”披露的观测值为 975 个。为避免异常值的影响, 本文对连续型变量进行上下 1%分位数的缩尾 (Winso
17、rize) 处理。(二) 模型设定和变量定义直接对企业社会责任信息披露和信贷资源进行回归分析可能会带来两个方面的问题。其一、可能存在两者互为因果关系的内生性问题, 也就是通过回归方程得出的显著性结果, 既有可能是因为发布社会责任报告的企业其获得了更多信贷资源配置, 也可能是信贷地位更好的企业更愿意去披露社会责任信息。其二、上市公司是否披露社会责任信息不是随机的, 企业会综合自身因素及外部环境因素做出决策。因而只对披露了社会责任信息的企业进行回归, 可能存在非随机样本造成的样本选择偏误问题, 通常采用 Heckman 的两步回归法纠正样本选择偏误问题。第一步, 首先构造上市公司社会责任信息披露决
18、策的 Probit 模型, 通常称为选择模型, 根据回归估计出逆米尔斯比率 (inverse mills ratio, IMR) 。第二步, 将估计出的 IMR 作为控制变量放入第二步的回归方程中, 以控制样本选择偏误给估计结果带来的影响。同时, 第二步对可能与被解释变量有互为因果关系的解释变量取一阶滞后项, 以进一步克服互为因果关系导致的内生性问题。第一步采用 Probit 模型作为选择模型, 回归方程构造如式 (1) 所示:其中, 因变量 为上市公司社会责任信息披露状况, 如发布了社会责任报告, 取值为 1, 如没有发布, 取值为 0。自变量的选取上, 参照周中胜等 (2012) 18以及
19、张川等 (2014) 19的研究, 本文选取的因素主要包括公司自身的经营状况, 公司治理水平, 市场环境因素等, 具体包括:Asset it-1是公司规模变量, 以对数化的总资产作为代理变量;Roa it-1为总资产收益率, 代表公司的盈利能力;Lev it-1为公司的财务结构, 用资产负债率表示;Growth it-1是以公司的营业收入增长率来表示公司的成长能力;HHI it是赫芬达尔-赫希曼指数, 反映产业内的市场竞争结构;OP it表示公司的所有权属性, 取值为 0 表示国有企业, 其他性质的企业归为非国有企业, 取值为 1。Holdmanager it为上市公司高管持股比例, Hold
20、first it为第一大股东持股比例;Board it为独立董事人数占董事会人数的比例。参照沈洪涛 (2007) 20, 本文将行业分为社会责任敏感性行业和非敏感性行业, 用变量 Indit表示, 取值为 0 表示该企业处于社会责任敏感性行业, 否则取值为 1。社会责任敏感性行业包括采掘、食品、冶金、化工、煤炭、火电、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业。其中, 行业按照中国证券监督管理委员会 (CSRC) 上市公司行业分类标准进行划分, 赫芬达尔赫希曼指数也是根据这一行业分类进行计算。此外, 回归模型还控制了年度变量 Year。采用参数稳健的回归。为检验企业社会责任信息披露对信贷
21、资源初次配置和再配置的影响, 本文构造第二步的回归方程如式 (2) 、 (3) 所示:方程 (2) 中因变量 为信贷融资变量, 我们分别用上市公司的全部借款与企业的总资产之比 , 短期借款与总资产之比以及长期借款与总资产之比 来替代。方程 (3) 中因变量 TCit为商业信用, 分别用上市公司对外提供的商业信用ATCit、获得的商业信用 GTCit以及获得的净商业信用 NTCit来替代。参照陆正飞和杨德明 (2011) 16等已有研究, 公司获得的商业信用为应付票据、应付账款以及预收款项之和。公司对外提供的商业信用为应收票据、应收账款以及预付款项之和。净商业信用为公司获得的商业信用与对外提供的
22、商业信用的差额来衡量。为了保证不同规模的企业之间的可比性, 商业信用变量均用总资产进行标准化。方程 (2) 中, 以 CRSit-1为自变量, 分别用虚拟变量 CRS1it-1 (发布社会责任报告的公司取值为 1, 否则为 0, 表示企业是否披露社会责任信息) 和数值变量CRS2it-1 (取值为 RKS 的社会责任报告评分, 作为企业社会责任信息披露质量的代理变量) 进行替代, 当用数值变量 CRS2it-1进行替代时, 我们剔除没有报告社会责任信息的企业。自变量 CRSit-1的系数 1反映社会责任信息披露 (披露质量) 是否影响了信贷资源的初次配置。OP it的定义与式 (1) 相同,
23、其与变量CRSit-1的交叉项的系数 3反映社会责任信息披露 (披露质量) 的信贷资源初次配置效应是否存在所有制差异。IMR it为根据回归方程 (1) 估计出来的逆米尔斯比率, 其系数如果显著则表明存在样本选择问题, 采用两阶段回归模型是合理的。考虑银行信贷的连续性, 还在模型中加入了自变量的滞后项。方程 (3) 中, 自变量 Debtit-1为企业全部信贷, 其系数 1反映商业信用对银行信贷的替代作用, 系数为负即表明商业信用起到了信贷资源再配置的作用。自变量 CRSit-1的定义与方程 (2) 相同, 其系数 2反映企业社会责任信息披露 (披露质量) 在商业信用配置中的直接作用。交叉项的
24、系数 3反映社会责任信息是否会影响信贷资源的再配置。其他自变量含义与方程式 (2) 中相同。方程 (2) 和 (3) 中的 Zit-1为控制变量向量, 参照已有相关研究, 本文选取的控制变量包括:Asset it-1是企业规模变量, 以对数化的总资产作为代理变量, 其系数用于验证信贷资源的配置过程中是否存在“规模歧视”现象;Inventory it-1为公司的存货资产, 用总资产进行标准化;Cash it-1代表公司的经营现金流, 用经营活动产生的现金流净额与总资产的比值表示, 反映企业的流动性以及产生现金的能力;Fix it-1为固定资产占比, 可用于反映企业的抵押能力;Sales it-1
25、为公司的营业收入与总资产之比;变量 TBQit-1为托宾 Q, 作为企业投资机会的代理变量, 用企业的总资产市值与总资产账面价值之比来衡量, 其中非流通股的股票市值按非流通股股数乘以每股净资产计算得到。此外, 本文控制了年度效应Year 和行业效应 Industry。四、实证分析(一) 描述性统计分析主要变量的描述性统计分析见表 1 所列, 总体而言, 企业获得的信贷资金平均为 0.193, 其较大的标准差表明信贷资源在不同企业间的配置存在较大差异。商业信用的数据表明本文的样本企业总体上是净商业信用的获得者, 平均获得的净商业信用为 0.016, 较大的标准差表明商业信用在不同企业间的配置同样
26、存在较大差异。平均而言, 企业对银行信贷的利用远远超出商业信用, 表明银行信贷仍是企业最主要的资金来源。披露社会责任的样本数为 2 783 个, 占比为 27.4%, 但社会责任报告的平均分值仅为 35.868 分 (总分 100 分) , 表明我国上市公司的社会责任报告总体质量偏低。表 1 主要变量的描述性统计 下载原表 为了对比最终控制人类型以及发布社会责任报告与否对企业信贷资源配置的影响, 我们做了单变量的分组分析, 分析结果见表 2 所列。最终控制人为国有企业的观测样本 5 610 个, 非国有企业有 4 557 个观测样本。从信贷资源的初次配置来看, 国有企业在初次配置中获得的信贷资
27、源平均为0.217, 其中短期信贷平均值 0.137, 长期信贷平均值为 0.080。非国有企业在初次配置中获得的信贷资源的平均值为 0.173, 其中短期信贷平均值为 0.124, 长期信贷平均值为 0.049。总体而言, 相比非国有企业, 国有企业在信贷资源的初次配置中获得了更多资源, 两者之间的差异是显著的, 这也证实了国内银行部门在信贷资源的配置中存在所有制歧视。国有企业是净商业信用的获得者, 其对外提供的商业信用平均值为 0.143, 获得的商业信用为 0.189, 这表明我国的国有企业在获得更多银行信贷的同时没有对外提供更多的商业信用。获得信贷资源较少的非国有企业反而是净商业信用的
28、提供者, 其对外提供的净商业信用平均值为 0.009。发布企业社会责任报告的观测样本有 2 783 个, 没有发布社会责任报告的观测样本为 7 384 个。在信贷资源的配置中, 总体而言, 发布了社会责任报告的企业获得了更多的信贷资源, 平均值为 0.201, 相比没有发布社会责任的企业, 两者获得之间的信贷差异是显著的。在商业信用的获取上, 发布社会责任报告的企业整体而言也获得了更多的净商业信用。表 2 组间差异分析 下载原表 为了初步检验变量之间的关系, 本文对主要变量作了相关系数分析, 见表 3 所列。表 3 主要变量的相关系数 下载原表 表 3 中上三角为 Pearson 相关系数,
29、下三角为 Spearman 相关系数, 两种相关系数反映的变量间的相关关系没有显著差异。相关系数表明发布社会责任信息的企业提供了较少的商业信用, 获得了较多的商业信用与银行信贷。相比国有企业, 非国有企业发布社会责任报告的行为较少, 其对外提供了较多的商业信用, 但在商业信用及银行信贷的获取上却较少。这些结论与根据表 2 得出的结论基本一致。社会责任报告的质量与商业信用的获取显著正相关, 与银行信贷无显著关系。(二) 回归结果及分析表 4 为第一步社会责任信息披露的影响因素的回归结果。结果表明资产规模越大, 盈利能力越强的企业越倾向于披露社会责任信息。财务杠杠比例越高、增长越好的企业会减少社会
30、责任信息的披露。企业的最终控制人类型对社会责任信息的披露没有影响。企业面临的市场竞争环境越激烈以及社会责任敏感性的行业更倾向于报告社会责任信息。这些与已有研究的结论基本一致, 也说明第一步回归模型的可靠性较高。公司治理方面, 第一大股东持股比例与社会责任信息披露之间呈负相关关系, 董事会中独立董事的比例则与社会责任信息披露呈正相关关系, 管理人持股对社会责任信息披露没有显著影响。表 4 第一步回归:Probit 回归分析 下载原表 第二步回归中, 首先检验社会责任信息与信贷资源初次配置之间的关系, 表 5汇报了检验的结果。表 5 第 (1) - (3) 列是企业社会责任信息披露与否对银行信贷资
31、源配置影响的检验结果。变量 CRS1 的系数均显著为负, 表明披露社会责任信息的企业拥有的银行信贷反而减少了, 这一结果与前面的单变量分析结果并不一致, 主要是因为加入控制变量的结果。进一步考察了对不同期限信贷资源配置的影响, 结果表明发布社会责任的企业不管是长期信贷还是短期信贷均减少了。第 (4) - (6) 列是企业社会责任信息披露质量对信贷资源配置影响的检验结果。不管是以全部信贷为自变量, 还是考虑不同期限的信贷, 变量 CRS2的系数均不显著, 这表明我国企业社会责任信息披露质量还没有起到信贷资源配置的作用。变量 OP 的系数均显著为负, 表明银行信贷的配置存在所有制歧视, 非国有企业
32、拥有更少的银行信贷。所有权性质与企业社会责任信息的交叉项的系数均不显著, 表明社会责任信息的信贷资源配置作用不受企业所有权性质的影响。IMR 的系数均显著为正, 表明的确存在样本选择偏误问题, 本文选择两步回归模型是合理的。其他变量的系数表明:资产规模越大的企业有更多的银行信贷, 说明银行信贷的配置存在规模歧视;企业固定资产及销售收入的额度也会增加银行信贷的获取。存货以及现金越多的企业其银行信贷越少。但 TBQ 对企业信贷资源没有影响。表 5 第二步回归:企业社会责任信息披露 (披露质量) 与信贷资源的初次配置 下载原表 表 5 第二步回归:企业社会责任信息披露 (披露质量) 与信贷资源的初次
33、配置 下载原表 表 6 汇报了回归方程 (3) 的检验结果, 即社会责任信息对信贷资源二次配置的影响。表 6 第 (1) - (3) 列汇报了社会责任信息披露与否对信贷资源二次配置的影响。NTC 方程中, Debt 的系数显著为负, 表明企业的银行信贷与商业信用之间存在替代关系, 获得银行信贷较少的企业配置了更多的商业信用, 商业信用的信贷资源二次配置的作用得到了证实。变量 CRS1 的系数显著为正, 表明发布企业社会责任信息的企业获得了更多的商业信用。进一步, 交叉项Debt_CRS1 的系数显著为负, 表明发布社会责任信息的企业, 商业信用对银行信贷的替代作用更强。也就是说, 发布社会责任
34、信息的企业通过商业信用的利用来弥补银行信贷不足的能力有所增强。同时, 这也可能意味着, 在表 5 中, 之所以发布社会责任信息的企业获得的银行信贷反而减少了, 很可能是企业对外部资金利用的一种主动调整, 是一种策略性的减少:由于企业社会责任信息的披露加强了企业的商业信用融资能力, 企业主动减少了对银行信贷的利用。OP的系数表明非国有企业获得的净商业信用更少, 交叉项 OP_CRS1 的系数不显著, 表明企业的所有权性质不影响社会责任信息的资源配置效应。进一步, 我们分别分析了企业对外提供商业信用及获得商业信用的情况, ATC 方程中, 变量Debt 的系数显著为正, 表明获得更多银行信贷的企业
35、对外提供了更多的商业信用。CRS1 的系数不显著。OP 的系数表明非国有企业提供了更多的商业信用。GTC 方程中, Debt 的系数显著为负, 表明获得银行信贷更多的企业拥有更少的商业信用。CRS1 的系数表明报告了社会责任信息的企业获得的商业信用更多。回归方程中, IMR 的系数同样是显著的, 表明二阶段回归是合理的。表 6 第 (4) - (6) 列汇报了社会责任信息披露质量对信贷资源二次配置的影响。结果表明社会责任信息披露质量对商业信用的配置没有影响。表 6 第二步回归:企业社会责任信息披露 (披露质量) 与信贷资源的再配置 下载原表 表 6 第二步回归:企业社会责任信息披露 (披露质量
36、) 与信贷资源的再配置 下载原表 (三) 稳健性检验本文还做了以下几个方面的稳健性检验: (1) 参照翟华云 (2012) 21的研究, 考虑到不同年度的评分可能不具可比性, 分年度对上市公司社会责任报告的评分进行排序, 以分位数替代评分来衡量社会责任信息披露质量。实证结果仍然没有发现社会责任信息披露质量的信贷资源配置效应。 (2) 前面的实证分析中, 商业信用变量均用总资产进行了标准化, 也有一部分文献采用销售收入进行标准化, 如 Love 等 (2007) 15认为商业信用产生于企业的销售活动, 采用销售收入进行标准化会更合适。因此, 稳健性检验中我们对商业信用变量用销售收入进行标准化,
37、对上述模型重新估计, 发现主要结论没有变化。由此表明, 本文的结论具有较好的稳健性。五、结论与启示通过 Heckman 两阶段回归模型在控制样本选择偏误的基础上, 本文对社会责任信息的信贷资源初次配置及再配置效应进行了检验, 主要的研究结论包括: (1) 和财务信息一样, 企业社会责任信息披露同样能够起到资源配置的作用。发布社会责任报告的企业在信贷资源的二次配置中具有显著优势, 可以将商业信用作为银行信贷的替代, 从而有助于企业缓解融资约束。 (2) 没有证据表明社会责任信息报告的披露有助于企业的信贷资源初次配置, 根据我们的实证结果, 进行信息披露的企业其银行信贷反而更少了, 但这可能是企业
38、主动进行的一种策略性调整, 也正反映出银行信贷与商业信用之间的替代关系。 (3) 社会责任信息报告的质量没有发挥信贷资源配置的作用, 其对信贷资源的初次配置及再配置均没有影响, 表明企业的利益相关者只关注是否有发布报告, 而不太关注报告的质量。 (4) 企业所有权性质不影响社会责任信息的信贷资源配置效应。上述研究结论对于引导企业的社会责任履行与信息披露以及优化信贷资源配置有重要的启示意义: (1) 对于企业而言, 承担社会责任并不仅仅意味着一种负担, 通过社会责任报告的信息传递作用, 企业社会责任表现和信贷资源配置之间的作用机制得以联通, 从企业发展的长期角度能够给企业带来持续的竞争优势。因此, 合理、适当地履行社会责任以及传递相关信息, 可以达到企业发展与社会发展的双赢。 (2) 受众普遍只关注企业是否发布了社会责任报告, 而对社会责任报告的质量并不关注, 可能的原因在于我国上市公司发布的社会责任报告整体质量不佳、信息含量低, 还不足以传递有效信息。这带来的后果是企业要么是应规发布社会责任报告, 要么为了迎合市场需求及出于经济动机而随
