企业社会责任、融资约束与商业信用动态调整

冯玲玲

(哈尔滨商业大学 会计学院，黑龙江 哈尔滨 150000)

改革开放以来，我国特色社会主义在长期地努力建设中取得了历史性的伟大成就，迈进了新时代，我国经济也逐渐由高速度增长向高质量发展方向转变。经济的高质量发展离不开企业强有力的支持，而商业信用作为买卖过程中一种灵活的信用手段，被各国企业所广泛使用。例如，英国、法国、西班牙等欧洲国家的企业向客户提供的商业信用占总资产的比例超过20%(MARTINEZ等)[1]，在美国约有超过70%的企业向客户提供商业信用(PETERSEN和RAJAN)[2]。

商业信用在本质上是供应商等合作伙伴根据企业的信誉以及经营状况向该企业提供的一种短期融资方式，同时作为企业直接融资的方式之一，能够在企业无法通过银行等借贷部门获得贷款时支持企业的正常运营与发展。从信贷供给视角来看，银行会对不同企业进行遴选产生结构化的供给效应，尤其当融资约束时，商业信用是银行信贷必不可少的替代性融资方式。换言之，商业信用提升了企业的流动性。有学者认为融资约束水平是决定商业信用边际价值的关键前提，也是企业大量参与商业信用的现实背景[3]。同时，也有学者指出，企业社会责任信息的披露向外界传达了企业可信任的信号，企业实施社会责任战略可以帮助企业吸引供应商，巩固与供应商的合作关系，进而有利于企业从供应商获得更多的商业信用融资(ZHANG)[4]。

纵观国内外商业信用方面的研究趋势，以往学者主要从静态角度对企业的商业信用融资进行分析，从动态视角对商业信用进行的研究相对较少，而在此基础上进一步分析企业社会责任和融资约束对商业信用动态调整的影响则更是一个全新的视角。部分学者对企业现金、应收账款、营运资本等流动项目的动态调整研究(GARCIA等；
连玉君等；
BAOS等；
吴娜)可以为商业信用融资的动态调整提供借鉴[5-8]。

本文在已有的研究基础上，选取2010—2019年我国创业板企业为样本数据，运用GMM系统广义矩估计法，研究企业社会责任、融资约束对商业信用动态调整的影响。首先研究企业社会责任的履行情况对商业信用动态调整速度产生的影响，并进行了产权异质性分析，研究社会责任对国有企业及非国有企业商业信用调整方向以及调整速度的影响。其次按照融资约束水平将样本企业进行分组，研究融资约束对商业信用动态调整的影响。研究发现社会责任履行的多少，融资约束程度与商业信用动态向上调整的速度均成正相关，且国有企业和融资约束型企业商业信用向上调整速度受社会责任的影响更大。

1.1 企业社会责任与商业信用动态调整

创新是我国经济发展的不竭动力，自“大众创业，万众创新”提出以来，我国创业型企业如雨后春笋，蓬勃兴起，在整个国民经济体系中占据着重要地位。信用作为一种重要的非正式制度，在新兴市场的经济发展和企业行为中发挥着重要作用，而企业社会责任自兴起以来，也一直是一个不断发展和创新的话题，因此很多学者开始关注企业社会责任因素对商业信用动态调整的影响。

现阶段企业界、学术界仍未能对企业社会责任和商业信用融资的相关性达成一致的观点，大部分的研究证明企业积极履行社会责任可以营造积极向上的正面形象，对于企业积极调整商业信用融资政策是一种积极信号。叶陈毅、陈依萍等[9]研究了上市公司中企业社会责任，综合竞争力与商业信贷融资之间的关系，并分析了企业综合竞争力的部分中介效应。饶品贵等[10]指出不同货币政策下，企业社会责任信息披露质量对商业信用模型的影响不同，在紧缩的货币政策时期，企业选择交易成本较低的商业信用模型。另外信息不对称会造成企业间的高交易成本，如何避免信息不对称一直以来都是企业家和学者们聚焦的话题，而企业积极履行社会责任，践行其对员工、股东及社会的责任无疑会增强利益相关者的信心，最终获得供应商和客户提供调整后较低成本的商业信用融资。CHO等[11]的研究支持了企业社会责任表现能够减少信息不对称对投资者的影响这一观点。

同时，基于信任的视角，吕先锫等[12]探讨了企业社会责任对商业信用模式的影响，发现社会责任报告质量与商业信用融资调整呈现正相关关系。袁卫秋等[13-14]在证实该结论的基础上进一步研究发现货币政策波动等宏观经济形势会对微观经济主体产生影响，即披露社会责任信息的企业在货币政策紧缩时期会更快地调整商业信用融资政策，从而更易获得较低交易成本的商业信用模式。郭安苹等[15]的研究还发现企业社会责任越好，越容易获得较低利率和较长期限的银行贷款，从而帮助企业更好地进行融资，影响企业的商业信用融资政策。上述观点倾向于认为企业社会责任信息的披露有助于其更快地调整商业信用融资政策或者获得成本较低的商业信用模式(张正勇等)[16]。同时，李维安等[17]发现，非国有企业承担社会责任能够和政府达成资源交换，进而获得更多的融资支持，而国有企业本身与国有银行处于同一系统，无需依靠履行社会责任来换取融资。

1.2 融资约束与商业信用动态调整

大部分学者在研究影响商业信用动态调整的因素时，主要从企业特征因素、宏观因素、制度因素等等几个方面，很少有人会考虑到融资约束本身对商业信用融资政策调整的影响。特别是对于创业型企业而言，融资问题是影响企业创新的主要制约因素[18]，且在人工智能产业融资问题上，研究学者认为初创企业存在着较大的融资难题[19]。因此，在大众创业、万众创新的新时代，融资约束对商业信用动态调整的影响得到了广泛重视。

金融约束的增强意味着商业信用融资重要性的凸显，表现出更高的边际价值，因此面临较高融资约束的企业倾向于采用更多商业信用；
反之亦然。当企业无法从金融中介获取融资，或者融资成本极高时，商业信用便成为替代性的融资方式。一些传统的信贷配给理论认为，由于信息不对称等问题，商业银行在发放贷款时会更倾向于选择那些规模较大、成立时间更长的企业，而许多创业型企业由于处于创业初始阶段，自身资质不高，难以获得商业银行的资金援助，受到了一定的融资约束，因而创业型企业只能通过商业信用的方式从大企业处获得融资。一些国外商业信用的替代性融资观点认为，获得银行贷款配额较少的企业更有可能使用商业信用来缓解自身资金不足的窘境，因而企业商业信用的规模与银行借款规模应该为此消彼长的关系。余明桂和潘红波[20]与王彦超和林斌等[21]中国学者对我国企业的类似现象进行了研究分析，研究结果证明了在我国同样存在商业信用的替代性融资效应。张杰等[22]使用我国工业企业数据再次对上述理论进行了检验，研究发现国有企业较民营企业提供了更多的商业信用，这一原因可能是因为国有企业从银行获取信贷支持的难度更小，受到的融资约束程度低，因而很少采取商业信用融资的方式。

随着现代企业制度的建立与完善，企业作为整个社会中不可或缺的一环，既承担着经济责任，也承担着社会责任。很多公司往往因经济利益而忽略社会责任，但社会责任对企业创造经济价值也有着一定的影响机理。一方面，在信号传递理论的作用下，企业通过社会责任的履行，可以树立良好的企业形象与公司品牌，从而获得上下游合作伙伴与消费者的青睐，为自己创造经济利益。另一方面，虽然企业履行社会责任需要付出一定的成本，但倘若逃避责任，一旦该行为被披露或是曝光，在声誉机制的影响下会扩大对企业经营的负面效应，从而对公司造成更大的恶性影响。此外，社会责任对于经济效益的作用还体现对商业信用的影响上。商业信用是企业在正常的经营活动和商品交易中由于延期付款或预收账款所形成的上下游企业间常见的信贷关系，其存在前提是购销双方具有较高的信用基础，因此社会责任的履行对于商业信用具有着重要影响。近年来，随着企业失信的案例层出不穷，企业社会责任表现受到各界关注，已成为企业制定商业信用融资政策的重要依据。企业通过积极承担社会责任，不断提高履行社会责任的能力和水平，可以有效规避经营风险、违约风险等非系统风险，给供应商提供稳定的心理预期。同时，基于声誉效应理论，良好的社会责任实践能够帮助企业提升和维护更好的正面形象，提高企业声誉，改善企业与供应商等利益相关者的关系，从而保持长期合作，实现信息互通、资源共享，有效缓解信息不对称，减少交易不确定性，提高供应商对企业的信任度，使企业更易获得优惠的商业信用融资，加快调整以商业信用向外融资的政策的速度，更好促进企业的发展。根据企业对于商业信用融资的增加或者减少，可以将商业信用调整形式分为向上调整和向下调整，那么积极履行社会责任则可以使企业加快向上调整商业信用融资的速度。而从产权性质上看，国有企业由于有着天然的政治优势、政府扶持、占据较大市场份额、资源较非国有企业更易获取等因素，很容易获得政府和银行的资金支持，因此其经营发展的融资渠道较多，更多的是以政府补助与银行借贷为主，对商业信用融资需求较小，会相应地向下调整商业信用融资，而非国有企业不具备这种优势，很难获得政府的信任和银行信贷融资。在这种情况下，如果非国有企业积极向外界披露社会责任报告，打造企业积极履行社会责任的形象，通过社会责任传递良好信息从而消除信息不对称性，则有利于企业获得外界的信任和支持，从而拓展融资渠道，加快向上调整商业信用融资的速度。因此本文提出假设H1和假设H2。

H1：企业社会责任与商业信用动态调整速度正相关。随着社会责任的不断加强，企业会加快商业信用向上动态调整的速度。

H2：与国有企业相比，随着企业社会责任水平的不断提升，非国有企业商业信用向上调整速度更快，受社会责任影响更大。

融资活动作为企业生产经营的起点，对企业具有重要意义。而对上市公司来说，融资手段则更加丰富：如发行股票债券、银行借贷、商业信用等各种手段。而商业信用由于资本成本较低、融资效果较好，在有效的信息公开市场上越来越发挥着重要的作用。在转型经济国家中，由于信息不对称性的存在，一些企业在和银行的沟通中往往会发生逆向选择现象，银行信贷获取难度较大，从而受到一定的融资约束，此时，商业信用的替代性融资功能则更加重要。面临融资约束时，企业会更加借由商业信用渠道进行融资，向上调整商业信用融资，并通过应收应付的管理较少地对外提供流动性，因此对于融资约束型企业而言，需求导向促使商业信用可以作为银行贷款融资的有效替代方式之一，从而其商业信用向上调整速度也会随之加快。而近年来社会责任绩效逐渐与财务绩效一样受到各界重视，供应商等利益相关方要求企业履行社会责任的诉求日益强烈，因而企业社会责任表现将影响到供应商对企业的信任，从而影响其商业信用融资的动态调整。在此情形下，受到社会责任履行的调节作用的影响，当企业履行社会责任情况较好时，融资约束型企业相较于非融资约束型企业会更快地向上调整商业信用，以获得较多的商业信用融资，缓解内部资金压力。基于以上理论，本文提出假设H3和假设H4

H3：企业融资约束程度与商业信用动态调整速度正相关。企业融资约束程度越高时，商业信用向上调整速度越快。

H4：与非融资约束型企业相比，当企业积极履行社会责任时，融资约束型企业的商业信用的向上调整速度更快。即融资约束强化了社会责任与商业信用调整的正向关系，起到了一定的调节作用。

3.1 样本与数据来源

本文以我国创业板企业为研究对象，样本期间是2010—2019年。其中的变量数据来自于Wind数据库，用Excel表格进行数据整理，借助Stata 16.0对样本数据进行描述性统计，相关性分析，实证检验上文提出的假设，最后进行稳健性检验。

为了避免异常数据对实证结果的影响，本文的样本选择遵循如下原则：①剔除掉金融保险类公司；
②剔除掉ST公司；
③剔除掉数据缺失的公司。基于以上原则，本文最终选取2010—2019年590家上市公司一共5 677个样本。为防止异常数据影响结果，还针对连续变量实施了1%与99%Winsorise处理。

3.2 变量定义与计量

3.2.1 被解释变量

商业信用为本文的被解释变量。商业信用主要包括预收账款、应付账款和应付票据3种基本形式，但目前学者对商业信用的定义还存在分歧。一部分学者认为应该以三者之和来衡量企业商业信用水平；
另一部分学者认为3种基本形式中应付账款最具代表性，应该只采用应付账款作为替代变量。本文采用陆正飞等[23]的做法，以预收账款、应付账款、应付票据三者之和来衡量企业商业信用水平，同时为使指标在不同公司之间具有可比性，将三者之和除以总资产予以标准化处理。

3.2.2 解释变量

企业社会责任。2008年上交所针对上市公司社会责任承担工作公布了一系列通知，为企业社会责任的研究提供了理论参考。以利益相关者理论为基础，本文结合通知中的计算公式，选择每股社会贡献值来量化企业社会责任。具体计算相关内容见表1。

表1 企业社会责任定义表

融资约束。融资约束即企业在进行银行借款等传统融资时所面临的限制。融资约束较高的企业，企业资金严重缺乏，外部融资摩擦较大，而融资约束弱的企业，各渠道融资相对容易。对于融资约束的度量，目前广泛采用的指标主要是3个指数：KZ指数、WW指数和SA指数。由于KZ指数和WW指数包含了很多内生性的变量，因此，HADLOCK和PIERCE按照KZ指数的基本方法，先根据企业的财务报告定性地划分企业不同的融资约束类型，然后仅使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建了SA指数。SA指数绝对值越大，说明企业所受融资约束程度越高，BROWN和PETERSEN在他们的研究中也采用了这种方法，因此，本文在衡量创业公司融资约束程度时，也采用SA指数，具体公式为：SA=0.043*(LNSIZE)2-0.04*Age-0.737*LNSIZE。

3.2.3 控制变量

本文对国内外研究商业信用文献的控制变量进行归纳总结，最终选择以下变量作为本文的控制变量。

托宾Q(Tobin Q)、货币政策(MP)、企业规模(SIZE)、资产负债率(DAR)、净资产收益率(ROE)、资产有形性(Tang)、成长性(Growth)、短期负债水平(Stlev)、产品质量(Turn)、成立年限(Age)、非债务税盾(NDTS)。

为控制时间和行业效应，在模型中加入年度(Year)和行业(Ind)虚拟变量。各变量具体说明见表2。

表2 变量定义

3.3 模型构建

为了避免内生性问题影响OLS估计及固定效应回归结果，本文借鉴BLUNDELL等[24]提出的系统GMM估计法进行实证研究，提高实证结果的准确性。该方法降低了小样本偏误Wind Meijer，充分利用了样本信息。在之后的实证检验中，进行了序列相关与Sargan检验，证明该方法的合理性。本文参照FLANNERY & RANGAN的做法，构建如下局部调整模型展开实证研究。

(1)

(2)

Xi，t-1为企业的特征变量。

为了检验假设H1和H2，本文将商业信用调整速度设为社会责任CSR的线性函数。

δi,t=β0+β1CSRi,t

(3)

将式(2)、(3)，带入式(1)后，在加入行业和年份虚拟变量进行控制，整理后得

CRi,t=(1-β0)CRi,t-1+β0∑αi,tXi,t-1+β1CSRi,t∑αi,tXi,t-1-β1CSRi,tCRi,t-1+Ind+Year+εi,t

(4)

该模型中主要观察β0与β1的数值，因为调整速度模型δi,t=β0+β1CSRi,t，可以求出调整速度。CSRi,tCRi,t-1的交叉项系数β1说明企业社会责任对商业信用调整速度的影响，但要注意前面的负号，如果系数为负数说明社会责任促进商业信用调整速度的提高，反之则阻碍。

本文为检验假设H3，将企业的商业信用调整速度设为融资约束Fd的线性函数。

δi,t=φ0+φ1Fdi,t

(5)

将式(2)、(6)，带入式(1)后，在加入行业和年份虚拟变量进行控制并进行整理CRi,t=(1-φ0)CRi,t-1+φ0∑αi,tXi,t-1+φ1Fdi,t∑αi,tXi,t-1-φ1Fdi,tCRi,t-1+Ind+Year+εi,t

(6)

该模型中主要观察φ0与φ1的数值，因为调整速度模型δi,t=φ0+φ1Fdi,t，可以求出调整速度。Fdi,tCRi,t-1的交叉项系数φ1说明企业融资约束程度对商业信用调整速度的影响，但要注意前面的负号，如果系数为负数说明融资约束程度与商业信用调整正相关。

为了检验假设H4，本文考虑采用分组检验的方法：将全部样本分为融资约束组与非融资约束组两类，重新对模型(4)进行了回归分析，通过对比两组回归结果考察融资约束对社会责任与商业信用动态调整间关系的影响。

4.1 描述性统计

4.1.1 全样本描述性统计

从表3报告的本文全样本的主要变量描述性统计结果可看出：

表3 全样本描述性统计

衡量商业信用的指标CR平均值为0.141 3，说明我国中小企业商业信用水平仍比较低，还有较大的上升空间。同时商业信用的最大值为0.487 7，最小值为0.005 2，标准差为0.105 5，表明不同企业之间的商业信用水平存在较大差距。

衡量企业社会责任表现的每股社会贡献值CSR的平均值为0.501 0，说明我国中小企业社会责任的履行情况较差，企业社会责任意识整体上比较薄弱。同时，社会责任最大值为2.660 8，最小值为-0.873 2，标准差为0.512 5，相差较大，说明我国中小企业的社会责任履行情况存在很大不同，不同企业之间具有较大的差距。

成长性代理变量主营业务收入增长率(Growth)的平均值0.237 2，最大值1.796 9，最小值-0.411 8，增长率相差较大，说明我国中小企业的成长性存在很大不同。资产负债率的平均值为0.312 9，与资产负债率标准范围40%～60%相比，负债率偏低。资产负债率总体的标准差较小，但是最大值为0.747 9与最小值为0.011 0相差较大，说明我国中小企业，仍然存在过度负债与低负债企业，存在不同的融资需求。从企业规模最大值与最小值的差距看出，选取的样本企业之间的规模大小差距不大。

4.1.2 分组样本描述性统计

本文将5 677个样本按照股利支付率进行分组，分为融资约束与非融租约束两组，融资约束的样本个数为2 737个，非融资约束样本个数为2 940个，见表4。

表4 不同融资约束水平下的描述性统计

4.2 相关性分析

本文为了检验各变量之间是否存在多重共线性，进行了相关性检验，得到各变量之间的相关性系数见表5，多数变量之间的系数均在0.5以下且显著，说明不存在多重共线性的情况。并且，企业特征变量之间不存在共线性，说明利用企业特征变量进行拟合目标商业信用结果的做法较合理。

表5 相关性检验

4.3 回归分析

本文研究创业板企业社会责任和融资约束对商业信用动态调整的影响，将定义的社会责任(CSR)和融资约束(Fd)指标带入动态模型。由于将被解释变量CRi，t的一阶滞后CRi，t-1作为解释变量会产生内生性的问题，会影响实证结果的准确性，因此本文运用系统GMM估计法进行研究，其结果通过了序列相关检验和Sargan检验，说明工具变量选择合理，并且排除了干扰项序列相关与过度识别的问题。

4.3.1 社会责任与商业信用动态调整

为了检验假设H1和H2：社会责任对于商业信用动态调整的影响以及基于产权异质性研究二者的关系，本文对模型(4)进行回归，本文为了节省篇幅，只列出了CRi，t-1及CSR*CRi，t-1的系数具体见表6。

根据表6(1)列全样本，CSR与CRi，t-1的交叉项系数为-0.421，因此，β1等于0.421，说明企业社会责任与商业信用动态调整正相关。其次根据CRi，t-1的系数为0.759，(1-β0)=0.759，β0=0.241，因此δi，t=0.241+0.421CSR，可以看出随着企业社会责任的加强，商业信用向上调整速度逐渐加快。假设H1得到验证。

根据表6(2)、(3)列分组样本，在国有企业样本中，L.CR的系数为0.861，则(1-β0)=0.861，β0=0.139。CSR*CRi，t-1的交叉项系数为-0.314，则β1等于0.314，得到δi，t=0.139+0.314CSR。而非国有企业，L.CR的系数为0.938，则(1-β0)=0.938，β0=0.062，CSR*CRi，t-1的交叉项系数为-0.422，则β1等于0.422，得到δi，t=0.062+0.422CSR，说明随着企业社会责任的增加，国有企业和非国有企业的商业信用动态调整速度均加快。由调整系数的截距和斜率说明非国有企业的商业信用调整速度快于国有企业，并且调整速度的增速也快于国有企业调整速度的增速，说明非国有企业向上调整的幅度更大、速度更快，受到企业社会责任的影响也更大。假设H2得到验证。

表6 社会责任和商业信用动态调整

通过以上分析可以看出，良好的社会责任实践有助于降低企业与供应商等交易伙伴间的信息不对称，增进交易伙伴对企业的评价和满意程度，积累企业的信誉资本，与供应商建立战略互信，使其更加深入地了解企业未来的成长机会与市场竞争力，为企业获取更多的商业信用融资。同时，由于国有企业和非国有企业在政企关系、融资渠道方面有着较大差别，非国有企业在外源融资方面遇到的困境相较国有企业更为明显，并且当企业社会责任上升到国家战略发展层面的高度时，对于国有企业而言，企业社会责任的履行可能更加受制于政府的意志，具有一定的强制性，与非国有企业相比，国有企业承担社会责任的弹性更低。因此，当非国有企业积极主动履行社会责任时，可以获得政府的隐形帮助，减少融资限制，从而加快商业信用融资向上调整的速度。

4.3.2 融资约束与商业信用动态调整

为了检验假设H3：融资约束对于商业信用动态调整的影响，本文对模型(6)进行回归，表7列示了部分检验结果。

根据表7全样本，Fd与CRi，t-1的交叉项系数为-0.365，因此，β1等于0.365，说明企业融资约束与商业信用动态调整正相关。其次根据CRi，t-1的系数为0.877，(1-β0)=0.877，β0=0.123，因此δi，t=0.123+0.365Fd，可以看出随着企业融资约束程度的加深，商业信用向上动态调整速度逐渐加快。假设H3得到验证。

以上分析说明当面临融资约束时，企业更倾向于采用较高水平的应付账款实施融资，间接证明商业信用与正规融资渠道的互补关系。替代性融资理论认为，信贷配给的存在使得微观企业无法从银行等金融机构获取充足的贷款，需求导向促使商业信用可以作为银行贷款融资的有效替代方式之一。在我国转型经济背景下，企业融资渠道相对匮乏，当企业面临融资约束时，商业信用融资便成为了十分重要的外部融资渠道。

4.3.3 企业社会责任，融资约束与商业信用动态调整

为了检验假设H4：融资约束对社会责任与商业信用动态调整速度间关系的影响，本文对样本进行分组并采用系统GMM估计法重新对模型(4)进行回归，部分结果见表7。第(1)列、第(2)列分别列示了融资约束组和非融资约束组的回归结果。

根据表7(1)、(2)列分组样本，在融资约束样本中，L.CR的系数为1.021，则(1-β0)=1.021，β0=-0.021。CSR*CRi，t-1的交叉项系数为-0.401，则β1等于0.401，得到δi，t=0.401CSR-0.021。而非融资约束，L.CR的系数为0.870，则(1-β0)=0.870，β0=0.130，CSR*CRi，t-1的交叉项系数为-0.235，则β1等于0.235，得到δi，t=0.130+0.235CSR，说明随着企业社会责任的增加，融资约束型和非融资约束型企业的商业信用向上动态调整的速度均加快，但融资约束型企业调整速度的增速快于非融资约束型企业调整速度的增速。令0.401CSR-0.021=0.130+0.235CSR，得到CSR≈0.910，即每股社会贡献值为0.910时，融资约束与非融资约束型企业的商业信用动态调整速度相等。当CSR>0.910时，融资约束企业商业信用向上动态调整速度快于非融资约束企业。也就是随着社会责任水平的提高，融资约束企业的资本结构向上调整的速度快于非融资约束企业。假设H4得到验证。

表7 融资约束和商业信用动态调整

通过以上分析，可以说明企业良好的社会责任绩效反映了其对利益相关者利益的重视，有利于与外部投资者建立良好的社会关系，拓宽融资渠道，当企业积极披露社会责任信息时，相较于非融资约束企业，融资约束企业可以获得更多商业信用融资机会，加快商业信用动态调整，获得一定的资金支持。

本文为了检验实证结果的稳健性，首先利用静态面板数据分析方法，采取固定效应模型对各年的变量数据进行回归，同时，在面板固定效应回归中加入了时间趋势变量，进行双向固定效应检验，通过检验能够验证文中假设。其次，采用了变量替代法，借鉴GARCIA和MARTINEZ的做法，使用应收账款期末余额与销售收入之比重新定义商业信用指标[4]。用TcRec代表商业信用进行GMM估计，对假设进行重新检验。通过检验发现均通过了序列相关和sargan检验，并且交叉项系数的正负与前文的结果一致。企业社会责任，融资约束与商业信用动态调整速度仍然是正相关，也验证了文中假设。综上说明本文的估计方法具有稳健性。

本文利用2010—2019年的创业板企业动态面板数据，研究了创业板企业社会责任，融资约束对商业信用动态调整的影响。研究发现，创业板企业社会责任和融资约束均与商业信用动态调整速度成正相关，社会责任履行情况越好、融资约束程度越高，商业信用动态调整速度越快。并且当企业积极履行社会责任时，非国有企业和融资约束型企业的商业信用动态调整速度更快，更需要通过加快商业信用融资速度来获取充足的资金，保证企业的正常运行。

如今，创业型企业正在蓬勃发展，已经成为国民经济和社会发展的重要力量，对于建设现代化经济体系和促进高质量经济发展具有重要意义。根据本文的研究结论提出以下建议：首先，企业社会责任是供应商评估企业潜在风险和收益的重要考量，企业加强其自身社会责任建设对调整商业信用融资政策具有积极作用。因此，企业管理层应重视改善与供应商等利益相关者的纽带关系，使企业社会责任成为商业信用融资的检验标准之一；
其次，政府应关注非国有企业融资问题，建立社会责任激励机制，对于真正履行社会责任的企业给予鼓励，使其通过披露社会责任信息来获得利益相关者的认可，解决非国有企业融资难的问题。最后，企业应主动通过加强企业社会责任建设来增加供应商的信任程度，降低供应商对企业风险的评估，进而获取更多的商业信用融资，特别是融资约束型企业，更应积极加强履行社会责任义务，不断充足内部资金，满足企业运营的需要，提升商业信用水平。