參與精準扶貧與企業(yè)創(chuàng)新
——基于外部融資視角的分析

董 竹 張 欣

一、引言

作為全球扶貧的最大貢獻者，自20世紀80年代以來，我國采取了各種措施幫助數(shù)百萬人擺脫貧困。然而，盡管在減貧方面已經(jīng)取得了如此巨大的成就，我國生活在貧困中的人口數(shù)量仍然很大。在此背景下，“十三五”規(guī)劃指出，為全面建成小康社會，我國要完成消除農(nóng)村貧困和區(qū)域貧困的任務。習近平主席進一步提出精準扶貧戰(zhàn)略，精準扶貧是指運用科學有效的程序，針對不同的貧困農(nóng)戶和不同的貧困地區(qū)，實施精準識別、精準幫扶、精準管理的扶貧模式。近年來，我國政府敦促各級各部門積極參與精準扶貧。其中，為充分發(fā)揮資本市場作用，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，2016年9月，證監(jiān)會提出《中國證監(jiān)會關于發(fā)揮資本市場作用服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略的意見》，旨在充分利用資本市場資源，支持和鼓勵上市公司履行社會責任服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略。

2016年底，滬深證券交易所對上市公司參與精準扶貧工作的信息披露要求進行了全面細化，要求上市公司在年報中以指定的明細表形式報告其參與扶貧的情況。隨著政府對扶貧的重視，我國參與精準扶貧的A股上市公司數(shù)量和投入總額逐漸增加。根據(jù)本文統(tǒng)計，參與精準扶貧的A股上市公司總數(shù)(投入總額)從2016年的566家(138.1億元)上升到2019年的1126家(2880億元)。企業(yè)為什么要參與精準扶貧，其經(jīng)濟后果是什么?學術界已經(jīng)開始關注這些問題，已有研究結(jié)果表明，上市公司參與精準扶貧工作，不僅有助于建立政治關系，獲得更多的政府資源(嚴若森、唐上興，2020)以及緩解融資約束(鄧博夫等，2020)，還能夠產(chǎn)生積極的市場反應(易玄等，2020)，提升企業(yè)績效(張曾蓮、董志愿，2020；胡浩志、張秀萍，2020；王帆等，2020)。而參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新會產(chǎn)生何種影響，其作用機制是什么？尚未有文獻探討此問題。

技術創(chuàng)新對于提升企業(yè)競爭優(yōu)勢以及推動國家經(jīng)濟長期可持續(xù)增長至關重要，黨的十八大以來，我國堅持把創(chuàng)新作為引領發(fā)展的第一動力，推進創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。目前，隨著我國進入新發(fā)展階段，技術創(chuàng)新在構(gòu)建新發(fā)展格局、促進高質(zhì)量發(fā)展中開始發(fā)揮出重要的支撐引領作用。企業(yè)作為科技創(chuàng)新的主體，大力提升其技術創(chuàng)新能力，不僅是增強企業(yè)核心競爭力、實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路，也可以為強化國家戰(zhàn)略科技力量作出新的更大貢獻。因此，從這個角度來看，深入探討企業(yè)創(chuàng)新的影響因素具有重要的理論及現(xiàn)實意義。參與精準扶貧會如何影響企業(yè)創(chuàng)新，具體來看，一方面，參與精準扶貧需要利用企業(yè)內(nèi)部資源，這會直接擠出對創(chuàng)新活動的投入，進而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響；另一方面，企業(yè)參與精準扶貧不僅有助于提升其聲譽和形象，還能夠得到政府和社會的認可、從而有助于獲取更多資源，聲譽效應和資源效應發(fā)揮的外部融資作用進而能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。因此，從理論上來看，企業(yè)參與精準扶貧在影響創(chuàng)新活動的過程中實質(zhì)上扮演著一種“雙刃劍”角色，由此產(chǎn)生了一個重要且有趣的問題——參與精準扶貧在影響企業(yè)創(chuàng)新時究竟“雙刃劍”效應中的哪一面更占主導？基于此，本文將對這一問題展開深入研究。

以2016-2018年間滬深A股上市公司為樣本，本文研究發(fā)現(xiàn)，上市公司參與精準扶貧顯著提高了其創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。在改變變量度量方法、更換模型以及使用安慰劑檢驗和PSM模型控制內(nèi)生性問題等一系列穩(wěn)健性檢驗后，本文的研究結(jié)論仍然成立。進一步研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)參與精準扶貧通過緩解融資約束進而提升了創(chuàng)新績效，并且，資源效應(降低債務融資成本和提高稅收優(yōu)惠)和聲譽效應(增加媒體正面新聞報道數(shù)量)是參與精準扶貧發(fā)揮的具體外部融資作用。最后，基于宏觀社會、中觀市場以及微觀企業(yè)層面視角的拓展性研究表明，參與精準扶貧工作對創(chuàng)新績效的正向影響主要存在于地方扶貧壓力較大、市場信息環(huán)境較差的企業(yè)以及非國有企業(yè)中。

本文的貢獻在于：第一，從企業(yè)創(chuàng)新的視角檢驗了參與精準扶貧工作這一社會責任行為對微觀企業(yè)行為決策的影響，由于參與精準扶貧的數(shù)據(jù)披露時間較晚，受限于數(shù)據(jù)可得性，目前關于參與精準扶貧如何作用于企業(yè)經(jīng)營的研究并不多，有關文獻主要發(fā)現(xiàn)參與精準扶貧能夠獲得更多的政府資源(嚴若森、唐上興，2020)、緩解融資約束(鄧博夫等，2020)以及提高企業(yè)績效(張曾蓮、董志愿，2020；胡浩志、張秀萍，2020；王帆等，2020)等。本文的研究結(jié)果表明參與精準扶貧會對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率產(chǎn)生顯著的正向影響，進一步豐富了企業(yè)參與精準扶貧經(jīng)濟后果的相關研究文獻。第二，近年來，探討企業(yè)創(chuàng)新的影響因素是公司金融領域關注的熱點，相關文獻已經(jīng)形成了豐富的研究成果，已有研究分別從對外直接投資(明秀南等，2019)、基礎研究發(fā)展(張龍鵬、鄧昕，2021)和稅收負擔(吉赟、王貞，2019)等宏觀機制，市場結(jié)構(gòu)(Link and Lunn，1984)和市場競爭(Aghion and Bloom，2002)等市場機制，產(chǎn)權性質(zhì)(吳延兵，2012)、外部治理(He and Tian，2013)、內(nèi)部治理(Manso，2011)以及管理層特征(虞義華等，2018)等微觀機制層面檢驗了其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文關注企業(yè)參與精準扶貧，既擴展了企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究視角，也是對企業(yè)創(chuàng)新影響因素文獻的有益補充。第三，深入分析了企業(yè)參與精準扶貧影響創(chuàng)新績效的作用機制和作用環(huán)境，本文從融資約束的角度切入，對參與精準扶貧通過資源效應和聲譽效應發(fā)揮的外部融資作用進行了探究，同時，基于宏觀社會、中觀市場以及微觀企業(yè)的研究視角，細化了不同作用環(huán)境中參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新的影響差異，在作用機理以及作用環(huán)境方面的研究，有利于深入理解企業(yè)參與精準扶貧對自身經(jīng)營活動的影響。

二、制度背景、理論分析與研究假設

(一)制度背景

為實現(xiàn)全面建成小康社會的目標，2011年，我國頒布實施《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要(2011-2020年)》，該綱要指出，要動員企業(yè)和社會各界參與扶貧，大力倡導企業(yè)社會責任，鼓勵企業(yè)采取多種方式，推進集體經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民增收。2013年，習近平主席進一步提出精準扶貧戰(zhàn)略，與以往減貧措施不同的是，精準扶貧戰(zhàn)略旨在通過精準扶貧消除導致貧困的因素，該戰(zhàn)略的目標是每一個貧困家庭和個人，通過運用科學有效的程序，針對不同的貧困農(nóng)戶和不同的貧困地區(qū)，實施精準識別、精準幫扶、精準管理的扶貧模式。為充分發(fā)揮資本市場作用，服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略，中國證監(jiān)會在2016年9月頒布了《中國證監(jiān)會關于發(fā)揮資本市場作用服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略的意見》，旨在引導上市公司履行社會責任、助力脫貧攻堅。2016年底，滬深交易所分別發(fā)布了《關于進一步完善上市公司扶貧工作信息披露的通知》和《關于做好上市公司扶貧工作信息披露的通知》，規(guī)范上市公司扶貧工作信息披露，不斷引導上市公司履行精準扶貧社會責任，為全面建成小康社會提供有力的資本市場支持。

(二)理論分析與研究假設

參與精準扶貧是新時期上市公司積極履行社會責任的重要體現(xiàn)。企業(yè)社會責任的利益相關者理論認為，企業(yè)需要通過滿足利益相關者的需求來確保自身的生存和持續(xù)成功(Frooman，1999)。一個公司不僅要將其戰(zhàn)略決策聚焦于創(chuàng)造股東價值，而且還要擴大其目標，以滿足各種利益相關者的期望和利益，包括監(jiān)管合規(guī)和消費者滿意度等。然而，關于企業(yè)承擔社會責任對生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)濟后果影響的相關研究，現(xiàn)有文獻尚未達成一致結(jié)論。部分學者認為，企業(yè)履行社會責任有助于在利益相關者眼中建立良好的企業(yè)形象(Saiia et al.，2003)，積極的社會形象會激發(fā)利益相關者的支持，為企業(yè)的關系資產(chǎn)提供保險式的保護(Godfrey，2005)，還能夠幫助企業(yè)獲得利益相關者控制的關鍵資源(Frooman，1999)。因此，這一論點表明，企業(yè)社會責任對經(jīng)營績效具有積極影響。相反，其他學者則持否定態(tài)度，認為企業(yè)社會責任活動轉(zhuǎn)移了有價值的企業(yè)資源，有抑制企業(yè)績效的傾向，這一論點指出，企業(yè)參與社會責任活動通常不會使公司或其股東受益，但可能會提高高層管理者在社交圈中的個人聲譽，或幫助他們進一步推進政治生涯或職業(yè)生涯(Barnett，2007)。

從企業(yè)社會責任的正面效應來看，參與精準扶貧能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。創(chuàng)新活動具有周期長、風險大和不可預測性高等特點。在這種高度不確定性以及失敗概率的影響下，融資約束成為阻礙創(chuàng)新的主要因素之一。具體來看，第一，創(chuàng)新投資的調(diào)整成本較高，超過一半的創(chuàng)新支出是由研究人員的工資構(gòu)成的，這些研究人員通過努力工作創(chuàng)造出發(fā)明專利等無形資產(chǎn)，這些創(chuàng)新成果是企業(yè)的知識基礎，從某種程度上說，這些知識是“隱性”的，嵌入在公司員工的人力資本中，如果員工離職或被解雇，企業(yè)就會失去這部分知識基礎，這意味著創(chuàng)新支出具有較高的調(diào)整成本(Lach and Schankerman，1988)。創(chuàng)新活動的第二個重要特征是其高度的不確定性，這源于其缺乏有價值的抵押物、較長的研發(fā)周期以及較高的失敗概率。根據(jù)Hall(1992)的研究，創(chuàng)新專利不能輕易用作抵押品，并且，進行創(chuàng)新活動所產(chǎn)生的費用通常是完全不可逆轉(zhuǎn)的，這些費用通常用于購買特定的實驗設備和材料，并支付研究人員的工資。此外，由于研究開發(fā)的一系列過程(調(diào)查、準備、孵化、驗證和應用)，創(chuàng)新活動通常被認為是長期項目，企業(yè)不確定完成每個項目最終需要多少努力和資源。最后，市場是否接受以及需求度也被認為是不確定的。因此，基于這種高度的不確定性，外部融資者通常不愿意將資金投資于創(chuàng)新項目。而參與精準扶貧可以通過外部融資效應緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束問題，進而提高創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。首先，企業(yè)參與精準扶貧能夠提高口碑和聲譽，進而有助于提升其潛在投資者、員工和客戶等關鍵利益相關者與公司合作的意愿，最終能夠幫助企業(yè)降低交易成本、緩解融資約束(Backhaus et al.，2002；Frooman，1999)。其次，參與精準扶貧工作能夠提高企業(yè)的政治合法性，在我國社會主義市場經(jīng)濟體制下，政府在建立市場規(guī)則和實施宏觀政策調(diào)控中發(fā)揮著主導作用，參與精準扶貧有助于企業(yè)獲得更多有關信貸資金、政府補貼和稅收優(yōu)惠等資源，進而降低其融資約束程度。因此，從這個角度看，參與精準扶貧能夠通過發(fā)揮外部融資效應進而促進企業(yè)創(chuàng)新。

從企業(yè)社會責任的負面效應來看，履行社會責任活動會給企業(yè)帶來直接成本，這些成本通常包括重要的公司資源，如現(xiàn)金、產(chǎn)品和設備等。基于此，參與精準扶貧會直接耗用企業(yè)內(nèi)部資源，進而對技術創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。此外，企業(yè)承擔社會責任也可能會增加人力資源成本，隨著企業(yè)社會責任水平的提高，許多公司發(fā)現(xiàn)有必要建立獨立的部門專門服務于社會責任項目，參與社會責任項目也需要員工投入時間和精力，這會增加公司的整體人力資源和管理成本。因此，與那些不參與這些項目的公司相比，積極參與社會責任活動的公司會處于競爭劣勢。企業(yè)社會責任活動的成本可能并不局限于這些支出，根據(jù)代理理論，在所有權和經(jīng)營權分離的現(xiàn)代企業(yè)中，管理者通常會從自己的最大利益出發(fā)做出決策，但這有可能是以公司所有者和其他利益相關者的利益為代價的(Jensen and Meckling，1976)。在企業(yè)參與社會責任活動的情況下，管理者和所有者以及利益相關者之間的潛在目標可能是存在沖突的，管理自由裁量權的存在可能會使得一些高管利用社會責任活動來提高在社交圈的個人聲譽或進一步拓展職業(yè)生涯。如果利益相關者認為管理人員沒有關注他們的利益，他們可能會拒絕提供資源和支持，或采用更嚴格的控制機制，這可能構(gòu)成另一種形式的代理成本。積極參與社會責任項目也可能會向利益相關者發(fā)出一個信號，即公司擁有大量閑置資源(Seifert et al.，2004)，在這種情況下，利益相關者會認為管理者更有可能做出機會主義決策，原因在于現(xiàn)金充裕的企業(yè)更容易發(fā)生代理風險(Jensen and Meckling，1976)。因此，盡管管理者在其他領域的潛在不當行為并不是企業(yè)社會責任活動的直接成本，但在某種程度上，投資者和其他利益相關者會將社會責任行為與過多的企業(yè)資源聯(lián)系在一起，在這種情況下，管理不當行為的可能性更高，他們將不愿意與企業(yè)合作，更有可能保留關鍵資源。因此，從這個角度看，企業(yè)參與社會責任活動的負面效應會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生不利影響。

基于上述分析，本文首先提出競爭性研究假設H1a和H1b。

H1a：參與精準扶貧會促進企業(yè)創(chuàng)新。

H1b：參與精準扶貧會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

根據(jù)企業(yè)社會責任活動可能產(chǎn)生的外部融資效應，參與精準扶貧可以通過聲譽效應路徑或資源效應路徑降低企業(yè)的融資約束程度，進而促進企業(yè)創(chuàng)新。首先，基于聲譽效應的角度，積極參與社會責任活動可以提高企業(yè)的形象和聲譽，增加其道德資本的價值(Saiia et al.，2003)。通過媒體和社交網(wǎng)絡的口碑傳播，上市公司的社會責任行為可以更快地被感知，從而吸引消費者、供應商和其他利益相關者，增加其獲取競爭性稀缺資源的機會，并有助于降低交易成本。具有良好公共形象的公司能夠給員工提供一種認同感和歸屬感，在這種公司中，員工更有可能努力工作、表現(xiàn)出更大的承諾，此外，這些公司通常被求職者視為有吸引力的雇主(Backhaus et al.，2002)，可以吸引高素質(zhì)的員工，增加人力資本的競爭優(yōu)勢，從而促進企業(yè)創(chuàng)新；客戶可能會通過增加他們對公司產(chǎn)品或服務的需求，或通過支付溢價來響應企業(yè)的社會責任行為(Bhattacharya and Sen，2003)；投資者，尤其是機構(gòu)投資者，也更愿意投資于積極承擔社會責任的公司(Barnett and Salomon，2002)。綜上，企業(yè)參與精準扶貧能夠提高其公眾形象，公司的關鍵利益相關者，包括員工、客戶和股東會更積極與這樣的公司合作，從而有助于緩解其融資約束、拓寬融資渠道(Backhaus et al.，2002；Frooman，1999)。其次，基于資源效應的角度，越來越多的利益相關者已經(jīng)開始將承擔社會責任視為一種正當和合法的企業(yè)活動。在我國實施精準扶貧戰(zhàn)略的過程中，政府支持和鼓勵上市公司履行社會責任服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略，利用資本市場資源，通過產(chǎn)業(yè)扶貧等方式，上市公司可以幫助貧困地區(qū)拓寬直接融資渠道，提高融資效率，降低融資成本，增強自我發(fā)展能力，從而有助于減輕政府負擔。已有研究認為，當政府自身的資源有限或不能直接將資源分配到某些地區(qū)時，企業(yè)的貢獻就會被認為是合法的，而且會受到贊賞(Dickson，2003)。因此，從這個角度看，上市公司參與精準扶貧有助于其獲得政治合法性。獲得政府的認可本身并不會對企業(yè)的財務表現(xiàn)產(chǎn)生直接影響，但是，維持企業(yè)持續(xù)生存和成功所必需的某些資源的分配和使用不是由企業(yè)自身單獨控制的，而是由一些關鍵利益相關者或政府機構(gòu)控制的。通過監(jiān)管法規(guī)、政府補貼或稅收優(yōu)惠政策，政府在確定商業(yè)規(guī)則和市場結(jié)構(gòu)中發(fā)揮著重要作用。因此，上市公司通過參與精準扶貧工作，能夠加強與政府的關系，建立政府的信任，從而通過降低債務融資成本、獲得稅收優(yōu)惠和銀行貸款等方式促進企業(yè)創(chuàng)新。基于以上分析，本文提出研究假設H2：

H2：參與精準扶貧促進企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑為聲譽效應和資源效應產(chǎn)生的外部融資作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2016-2018年滬深兩市的A股上市公司為樣本，文中所需的精準扶貧數(shù)據(jù)、貧困發(fā)生率數(shù)據(jù)以及企業(yè)創(chuàng)新數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺(CNRDS)，機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。根據(jù)研究需要，對樣本進行了如下篩選：(1)剔除上市當年的樣本；(2)剔除金融行業(yè)的樣本；(3)剔除主要研究變量或控制變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為了避免極端值的影響，本文對所有的連續(xù)變量進行了1%-99%的縮尾處理(Winsorize)。經(jīng)過上述處理，本文獲得了8770個公司-年度非平衡面板有效數(shù)據(jù)。

(二)變量的定義與計量

1.被解釋變量

本文從創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)和創(chuàng)新效率(Peffi)兩個維度來度量企業(yè)的創(chuàng)新績效。創(chuàng)新產(chǎn)出方面，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出包括發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利，在這三種專利類型中，發(fā)明專利的創(chuàng)新程度最高，最能反映創(chuàng)新質(zhì)量。因此，與以往研究一致，本文選擇當年獲得的發(fā)明專利數(shù)量度量創(chuàng)新產(chǎn)出；創(chuàng)新效率方面，采用發(fā)明專利獲得數(shù)量與研發(fā)投入自然對數(shù)的比值衡量企業(yè)的創(chuàng)新效率。

2.解釋變量

參考鄧博夫等(2020)、易玄等(2020)的研究，本文采用兩種方式來度量企業(yè)的精準扶貧活動：(1)是否參與精準扶貧(TA_dum)，如果上市公司當年度參與過精準扶貧活動，取值為1，否則取0；(2)精準扶貧投入水平(TA_num)，上市公司當年度投入到精準扶貧工作中的總金額(萬元)加1，取自然對數(shù)。

3.控制變量

參考已有研究，本文選取所有權性質(zhì)(SOE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、營業(yè)收入增長率 (Growth)、高管持股比例(Mhold)、企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、第一大股東持股比例(First)、機構(gòu)投資者持股比例(Insti)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、現(xiàn)金流(CFO)、董事會規(guī)模(Board)、獨立董事比例(Ind)作為模型的控制變量，并加入年度虛擬變量(Year)和和行業(yè)虛擬變量(Industry)控制年度和行業(yè)的固定效應，其中行業(yè)劃分使用證監(jiān)會2012年行業(yè)分類標準，除制造業(yè)使用二級行業(yè)分類外，其他行業(yè)均使用大類劃分。具體變量定義和度量方法如表1所示。

表1 變量定義及度量

(三)模型構(gòu)建

本文采用控制年份固定效應和行業(yè)固定效應的混合OLS回歸模型來檢驗企業(yè)參與精準扶貧對創(chuàng)新績效的影響，具體的實證模型如下：

Patenti,t+1/Peffii,t+1=α0+α1TA_dumi,t/TA_numi,t+γControli,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

考慮到企業(yè)從創(chuàng)新投資到產(chǎn)生創(chuàng)新績效存在時間上的滯后，因此，本文分別對解釋變量和控制變量進行滯后一期處理。Patenti,t+1和Peffii,t+1分別為公司i第t+1年的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率，TA_dumi,t和TA_numi,t分別為公司i第t年的精準扶貧虛擬變量和精準扶貧投入水平，Controli,t為控制變量，Year和Industry分別表示年份固定效應和行業(yè)固定效應，α0為常數(shù)項，α1用來度量參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，γ為各個控制變量的系數(shù)，εi,t為隨機誤差項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)主要變量描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，在所有的樣本公司中，創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)的均值為3.295，中位數(shù)為0.000，最大值和最小值分別為83和0，標準差為10.865；創(chuàng)新效率(Peffi)的均值為0.165，中位數(shù)為0.000，最大值和最小值分別為4.571和0，標準差為0.520，以上結(jié)果說明不同企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率水平存在較大差異。精準扶貧虛擬變量(TA_dum)的均值為0.236，表明本文的總體樣本中，23.6%的樣本存在精準扶貧行為；精準扶貧投入水平(TA_num)的1.063，中位數(shù)為0.000，最大值和最小值分別為8.538和0，標準差為2.124，表明企業(yè)精準扶貧投入水平的分布同樣具有不平衡性，部分企業(yè)的精準扶貧投入水平較高。控制變量的表現(xiàn)與以往的研究結(jié)果大致相同，不再贅述。

表2 主要研究變量的描述性統(tǒng)計

(二)精準扶貧與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

表3報告了企業(yè)精準扶貧行為對其創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率影響的回歸結(jié)果。列(1)-(2)的被解釋變量為創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)，第(1)列中，TA_dum的回歸系數(shù)為0.725，且在1%的水平下顯著，表明企業(yè)精準扶貧行為對其創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正向作用，相較于沒有參與精準扶貧的上市公司，參與精準扶貧的上市公司具有更高的創(chuàng)新產(chǎn)出水平；列(2)中，TA_num的回歸系數(shù)為0.189，且在1%的水平下顯著，這說明精準扶貧投入水平同樣對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的提升效應，同一會計年度內(nèi)，

表3 精準扶貧與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

上市公司投入到精準扶貧工作中的總金額越多，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平越高。列(3)-(4)列示了被解釋變量為創(chuàng)新效率(Peffi)的回歸結(jié)果，列(3)和列(4)中，TA_dum和TA_num的回歸系數(shù)分別為0.035和0.008，且均在1%的水平下顯著，意味著企業(yè)參與精準扶貧工作與其創(chuàng)新效率之間同樣具有顯著的正相關關系，在相同的研發(fā)投入水平下，如果企業(yè)參與精準扶貧項目或?qū)珳史鲐毠ぷ鞯耐度朐蕉?，其未來一期的?chuàng)新效率越高。綜上，以上回歸結(jié)果表明上市公司參與精準扶貧與其創(chuàng)新績效之間存在顯著的正相關關系，企業(yè)參與精準扶貧可以顯著提高創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率，并且投入水平越高，促進效應越大，本文的研究假設H1a得證。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

創(chuàng)新產(chǎn)出方面，除了使用發(fā)明專利獲得量外，本文還采用發(fā)明專利申請數(shù)以及發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利三項專利的總申請數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理指標；創(chuàng)新效率方面，采用發(fā)明專利申請數(shù)與研發(fā)投入自然對數(shù)之比以及發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利三項專利的總申請數(shù)與研發(fā)投入自然對數(shù)之比作為企業(yè)創(chuàng)新效率的度量指標。回歸結(jié)果表明，無論使用哪種變量度量企業(yè)創(chuàng)新，精準扶貧行為均對其具有顯著的正向影響。

2.更換模型

由于有一部分樣本的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率集中為0，因此本文選擇適用于截尾數(shù)據(jù)的Tobit模型進行穩(wěn)健性檢驗。此外，為控制不隨時間和個體改變的不可觀測因素產(chǎn)生的影響，本文采用固定效應回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗。更換模型后的估計結(jié)果與本文的研究結(jié)論一致。

3.考慮行業(yè)年份交互效應

為了控制行業(yè)層面隨時間變化的不可觀測因素對參與精準扶貧與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關系的影響，本文在基準模型中進一步加入行業(yè)固定效應與年份固定效應的交互項進行穩(wěn)健性檢驗。估計結(jié)果顯示表明，在控制了行業(yè)層面隨時間變化的宏觀政策和產(chǎn)業(yè)周期等影響因素后，參與精準扶貧仍然對企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的正向影響。(1)限于篇幅，本文未報告替換變量、更換模型以及考慮年份行業(yè)交互效應的檢驗結(jié)果，作者留存?zhèn)渌鳌?/p>

4.內(nèi)生性檢驗

(1)安慰劑檢驗

在主效應檢驗中，本文得到了精準扶貧能夠顯著提高企業(yè)創(chuàng)新績效的研究結(jié)論，但這一結(jié)果也有可能是由于回歸模型遺漏了能夠同時影響精準扶貧與企業(yè)創(chuàng)新績效的重要變量導致的。據(jù)此，為緩解由遺漏變量帶來的內(nèi)生性影響，借鑒Cornaggia and Li(2019)的研究，本文采用安慰劑試驗的方法進行穩(wěn)健性檢驗。具體地，首先提取出樣本中所有的TA_dum和TA_num變量值，然后利用隨機算法將每一個變量值隨機分配給公司-年度面板數(shù)據(jù)，最后利用回歸模型(1)重新進行檢驗?；貧w結(jié)果列示于表4的列(1)-(4)中，估計結(jié)果顯示，解釋變量TA_dum和TA_num的回歸系數(shù)雖為正但均不顯著，表明隨機分配后的參與精準扶貧變量與企業(yè)創(chuàng)新績效間不存在顯著的正相關關系，這就意味著本文的研究結(jié)論并不是由于遺漏重要變量所導致的，安慰劑試驗的檢驗結(jié)果提高了研究結(jié)論的可靠性。

(2)PSM模型

除遺漏變量外，企業(yè)參與精準扶貧與其創(chuàng)新績效間的正相關關系也可能來自于創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率較高的企業(yè)更傾向于投入精準扶貧項目，所以本文結(jié)論可能存在反向因果的內(nèi)生性問題，鑒于此，本文采用傾向匹配得分法(PSM)模型盡可能控制這一內(nèi)生性問題的影響。

首先，以企業(yè)是否參與精準扶貧虛擬變量作為被解釋變量，選擇本文的控制變量作為匹配協(xié)變量，通過Logit回歸計算出傾向匹配得分，采用最近鄰原則對標的企業(yè)進行匹配，卡尺范圍為0.05。匹配后，每一個處理組樣本都找到了與之最相似的對照組樣本。將未匹配的樣本剔除，利用匹配后的樣本進行檢驗，檢驗結(jié)果報告于表4的列(5)-(8)中。從回歸結(jié)果可以中看出，TA_dum和TA_num的回歸系數(shù)均顯著為正，傾向匹配得分法的估計結(jié)果進一步支持了本文的研究結(jié)論。

表4 安慰劑檢驗和PSM模型的檢驗結(jié)果

五、拓展性研究

(一)參與精準扶貧影響企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機理研究

前文證明了企業(yè)參與精準扶貧對創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率具有顯著的提升作用，在研究假設中，本文認為，企業(yè)參與精準扶貧是通過資源效應和聲譽效應發(fā)揮的外部融資作用進而提高了創(chuàng)新績效。在本部分，將對這一作用路徑進行實證研究。

1.參與精準扶貧、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新績效

參與精準扶貧所發(fā)揮的資源效應和聲譽效應均可直接表現(xiàn)為企業(yè)融資約束的緩解，由此，本文首先對參與精準扶貧通過降低融資約束程度進而促進企業(yè)創(chuàng)新這一主要的作用機制進行檢驗。參考杜勇等(2019)的研究，采用SA指數(shù)絕對值的自然對數(shù)值來度量企業(yè)的融資約束(FC)，F(xiàn)C越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越高。將FC作為中介變量，借鑒溫忠麟等(2004)的研究，構(gòu)建中介效應模型來檢驗此作用路徑。

回歸結(jié)果報告于表5中。前文已經(jīng)驗證了參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用，列(1)中，當以FC為被解釋變量時，TA_dum的回歸系數(shù)為-0.005，且在1%的水平下顯著，說明企業(yè)參與精準扶貧能夠顯著緩解其融資約束，列(2)和列(3)中，同時納入中介變量(FC)和解釋變量(TA_dum)后，F(xiàn)C的回歸系數(shù)分別為-28.970和-0.800，且均在1%的水平下顯著，TA_dum的回歸系數(shù)分別為0.587和0.032，且均在5%的水平下顯著；列(4)中，當被解釋變量為FC時，TA_num的回歸系數(shù)為-0.003，且在1%的水平下顯示，表明企業(yè)在精準扶貧的過程中投入越多，對其融資約束程度的降低效應越強，列(5)和列(6)中，同時納入中介變量(FC)和解釋變量(TA_num)后，F(xiàn)C的估計系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，TA_num的估計系數(shù)均在5%的水平下顯著為正。通過中介效應模型可以推斷出，融資約束在企業(yè)參與精準扶貧提升創(chuàng)新績效的過程中發(fā)揮了部分中介作用，即參與精準扶貧通過緩解融資約束進而促進了企業(yè)創(chuàng)新。

2.參與精準扶貧影響企業(yè)創(chuàng)新績效的具體路徑檢驗

前文通過實證檢驗表明，企業(yè)參與精準扶貧通過降低融資約束程度進而影響了創(chuàng)新績效，可見企業(yè)參與精準扶貧工作能夠發(fā)揮出外部融資作用。在理論分析與研究假設中，本文提出，資源效應和聲譽效應可能是參與精準扶貧產(chǎn)生的外部融資路徑。在本部分，借鑒孫紅莉 (2019)的研究，本文將對資源效應和聲譽效應這兩條具體的作用路徑進行檢驗，其中，選取債務融資成本和稅收優(yōu)惠來度量資源效應，選取媒體正面報道數(shù)量來度量聲譽效應。

(1)降低債務融資成本

參考魏志華、朱彩云(2019)的研究，采用利息支出、手續(xù)費支出、其他財務費用的總和與總負債之比來度量企業(yè)的債務融資成本(Incost)。將Incost作為中介變量，同樣使用中介效應模型進行檢驗。估計結(jié)果列示于表6中。表6中，列(1)-(3)的解釋變量為TA_dum，列(1)中，TA_dum的回歸系數(shù)為-0.001，且在10%的水平下顯著，表明企業(yè)參與精準扶貧工作能夠顯著降低其債務融資成本，列(2)和列(3)中，同時納入Incost和TA_dum后，TA_dum的回歸系數(shù)分別為0.704和0.034，分別在5%和1%的水平下顯著，Incost的回歸系數(shù)分別為-17.578和-0.805，且均在1%的水平下顯著；列(4)-(6)的解釋變量為TA_num，列(4)中，TA_num的回歸系數(shù)為-0.0003，且在1%的水平下顯著，這意味著企業(yè)對精準扶貧工作的投入水平越高，其債務融資成本越低，列(5)和列(6)中，同時納入Incost和TA_num后，TA_num的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，Incost的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負。根據(jù)中介效應檢驗程序，以上結(jié)果說明債務融資成本是參與精準扶貧影響企業(yè)創(chuàng)新績效的中介因子，即降低債務融資成本是參與精準扶貧通過緩解融資約束進而作用于企業(yè)創(chuàng)新績效的具體路徑之一。

表6 降低債務融資成本的檢驗結(jié)果

(2)提高稅收優(yōu)惠強度

參考陳紅等(2019)的研究，本文選擇實際所得稅率來度量企業(yè)的稅收優(yōu)惠強度(Tax),實際所得稅率越高，意味著企業(yè)的稅收優(yōu)惠強度越低。同樣使用中介效應模型進行檢驗，檢驗結(jié)果報告于表7中。表7的列(1)和列(4)中，TA_dum和TA_num對Tax的回歸系數(shù)分別為-0.010和-0.002，且均在1%的水平下顯著，說明企業(yè)參與精準扶貧能夠顯著提升其稅收優(yōu)惠強度；列(2)-(3)中，TA_dum的回歸系數(shù)分別為0.691和0.034，且均在5%的水平下顯著，Tax的回歸系數(shù)分別為-3.349和-0.159，且均在1%的水平下顯著；列(5)-(6)中，TA_num的回歸系數(shù)分別為0.181和0.007，且均在1%的水平下顯著，Tax的回歸系數(shù)分別為-3.320和-0.159，且均在1%的水平下顯著。通過中介效應檢驗模型推斷出，稅收優(yōu)惠在企業(yè)參與精準扶貧影響創(chuàng)新績效的過程中同樣起到部分中介作用，即提高稅收優(yōu)惠強度也是企業(yè)參與精準扶貧發(fā)揮的外部融資機制之一。

表7 提高稅收優(yōu)惠強度的檢驗結(jié)果

(3)提高聲譽

本文選擇媒體報道中的年正面新聞數(shù)量加1取自然對數(shù)的值來度量企業(yè)聲譽(Reputation)，媒體報道的年正面新聞數(shù)越多，企業(yè)的聲譽越好。同樣使用中介效應模型進行檢驗，檢驗結(jié)果報告于表8中。表8的列(1)和列(4)中，TA_dum和TA_num對Reputation的回歸系數(shù)分別為0.125和0.042，且均在1%的水平下顯著，說明企業(yè)參與精準扶貧能夠顯著增加媒體報道的正面新聞數(shù)量，從而提升其聲譽；列(2)-(3)中，TA_dum的回歸系數(shù)分別為0.543和0.027，且均在5%的水平下顯著，Reputation的回歸系數(shù)分別為1.467和0.065，且均在1%的水平下顯著；列(5)-(6)中，TA_num的回歸系數(shù)分別為0.129和0.005，且分別在5%和10%的水平下顯著，Reputation的回歸系數(shù)分別為1.455和0.065，且均在1%的水平下顯著。以上回歸結(jié)果說明聲譽效應同樣在企業(yè)參與精準扶貧影響創(chuàng)新績效的過程中起到部分中介作用，參與精準扶貧的企業(yè)獲得了更多的媒體正面報道，進而促進了企業(yè)創(chuàng)新。因此，提高聲譽也是企業(yè)參與精準扶貧發(fā)揮的外部融資效應之一。

表8 提高聲譽的檢驗結(jié)果

綜上，以上研究結(jié)果證實了研究假設H2，即參與精準扶貧通過資源效應和聲譽效應發(fā)揮的外部融資作用進而促進了企業(yè)創(chuàng)新。

(二)異質(zhì)性分析

為進一步探究在不同的環(huán)境中，企業(yè)參與精準扶貧對其創(chuàng)新績效的影響差異。本文分別基于宏觀社會層面(地方扶貧壓力)、中觀市場層面(市場信息環(huán)境)以及微觀企業(yè)層面(所有權性質(zhì))的研究視角，實證檢驗了異質(zhì)性環(huán)境中參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新的不同影響。

(1)地方扶貧壓力

宏觀社會層面，本文基于地方扶貧壓力的研究視角，分析在不同扶貧壓力的地區(qū)中，參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新的影響差異。由于不同地區(qū)的貧困程度不同，當企業(yè)處于扶貧壓力較高的地區(qū)中，政府和社會公眾對企業(yè)參與精準扶貧的期待較高，進而通過資源效應和聲譽效應促進企業(yè)創(chuàng)新的影響會更顯著。參考鄧博夫等(2020)的研究，根據(jù)企業(yè)所在地當年貧困發(fā)生率(貧困人口與總?cè)丝谥?是否超過當年全國中位值水平，將樣本企業(yè)劃分為扶貧壓力較高組(TA=1)和扶貧壓力較低組(TA=0)，基于地方扶貧壓力分組的檢驗結(jié)果報告于表9中?；貧w結(jié)果表明，TA_dum和TA_num對Patent和Peffi的影響在扶貧壓力較高的企業(yè)中均顯著為正，而在扶貧壓力較低的企業(yè)中，僅在列(6)中TA_num的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正。以上結(jié)果表明，在地方扶貧壓力較高的企業(yè)中，參與精準扶貧工作對創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的正向影響更顯著。

(2)市場信息環(huán)境

中觀市場層面，基于資本市場信息環(huán)境的角度，本文檢驗了在不同的市場信息環(huán)境中，企業(yè)參與精準扶貧對其創(chuàng)新績效的不同影響。已有研究表明，資本市場信息環(huán)境對企業(yè)的創(chuàng)新績效存在顯著影響(Jiang and Yuan，2019)。如果信息不對稱的程度較低，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用也就較小，那么參與精準扶貧通過緩解融資約束進而提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的邊際效用就很小，而在相反的情況下，隨著信息不對稱程度的加劇，參與精準扶貧發(fā)揮的邊際作用將越來越大。因此，本文認為，在市場信息環(huán)境較差的企業(yè)中，參與精準扶貧對創(chuàng)新績效的促進作用更顯著。參考已有研究，本文使用KV指數(shù)來衡量企業(yè)的市場信息環(huán)境。

表9 基于地方扶貧壓力分組的回歸結(jié)果

同樣地，根據(jù)企業(yè)所在地當年KV指數(shù)的中位數(shù)將樣本分組，將KV指數(shù)大于同年份同地區(qū)所有企業(yè)KV指數(shù)中位數(shù)的樣本企業(yè)劃分為資本市場信息環(huán)境較差組(IE=1)，其余樣本劃分為資本市場信息環(huán)境較好組(IE=0)，基于資本市場信息環(huán)境分組的檢驗結(jié)果報告于表10中。估計結(jié)果表明，在資本市場信息環(huán)境較差的組中，TA_dum和TA_num對Patent和Peffi的回歸系數(shù)均顯著為正，而在資本市場信息環(huán)境較好的組中，TA_dum和TA_num對Patent和Peffi的回歸系數(shù)雖為正但均不顯著，這說明在市場信息環(huán)境較差的企業(yè)中，參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響更大。

表10 基于信息環(huán)境分組的回歸結(jié)果

(3)所有權性質(zhì)

微觀企業(yè)層面，基于所有權性質(zhì)的差異，本文分別研究了國有企業(yè)和非國有企業(yè)參與精準扶貧對創(chuàng)新績效的影響差異。在我國，不同所有權性質(zhì)的企業(yè)面臨的融資約束程度存在顯著差異，預算軟約束的存在使國有企業(yè)更容易獲得政府和國有銀行的援助，因此面臨的融資約束較小，并且，政府對國有企業(yè)履行社會責任的期望和要求更高，因此，參與精準扶貧對國有企業(yè)的影響也就較小。相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)通過參與精準扶貧工作緩解融資約束的作用更強，進而對企業(yè)創(chuàng)新的影響也會更顯著?；谒袡嘈再|(zhì)分組的回歸結(jié)果報告于表11中，由表11可知，在國有企業(yè)(SOE=1)中，TA_dum和TA_num的回歸系數(shù)雖為正但均不顯著，在非國有企業(yè)(SOE=0)中，TA_dum和TA_num的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，這意味著參與精準扶貧對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響主要存在于非國有企業(yè)中。

表11 基于所有權性質(zhì)分組的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

我國在與貧困的斗爭中取得了巨大進步，已成為世界上最具活力的經(jīng)濟體之一。為實現(xiàn)全面脫貧，我國將脫貧攻堅納入“五位一體”和“四個全面”戰(zhàn)略布局，并提出精準扶貧戰(zhàn)略，監(jiān)管部門也支持和鼓勵上市公司履行社會責任參與精準扶貧。在此背景下，本文選取2016-2018年間滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗了企業(yè)參與精準扶貧工作對創(chuàng)新績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，參與精準扶貧項目的上市公司具有更高水平的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。作用機制檢驗表明，緩解融資約束是企業(yè)參與精準扶貧進而提高創(chuàng)新績效的具體作用路徑，深入細分檢驗發(fā)現(xiàn)，降低債務融資成本和提高稅收優(yōu)惠(資源效應)以及增加媒體正面報道數(shù)量(聲譽效應)是參與精準扶貧工作所發(fā)揮的具體外部融資效應。最后，基于宏觀社會、中觀市場以及微觀企業(yè)層面的異質(zhì)性分析表明，參與精準扶貧對創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的正向作用更顯著的存在于地方扶貧壓力較高、資本市場信息環(huán)境較差的企業(yè)以及非國有企業(yè)中。

2020年底，我國如期完成脫貧攻堅任務，實現(xiàn)了現(xiàn)行標準下農(nóng)村貧困人口實現(xiàn)脫貧、貧困縣全部摘帽、區(qū)域性整體貧困全部解決的偉大目標。脫貧不是終點，當前，發(fā)展不平衡不充分的問題仍然突出，十九屆五中全會提出，要繼續(xù)鞏固拓展脫貧攻堅成果。本文檢驗企業(yè)參與精準扶貧工作對創(chuàng)新績效的影響，不僅為企業(yè)扶貧工作和企業(yè)社會責任的經(jīng)濟效益提供了理論依據(jù)，對上市公司和監(jiān)管部門也具有重要的政策啟示意義。對于上市公司而言，履行社會責任服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略是上市公司的政治責任和分內(nèi)職責，從直接影響來看，上市公司參與精準扶貧會占用企業(yè)資源，進而可能會對企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生不利影響，但本文通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，參與精準扶貧能夠通過外部融資效應促進企業(yè)創(chuàng)新，因此，從上市公司的角度來看，參與扶貧工作是一項互利互惠的企業(yè)社會責任行為，既可以為社會福利做出貢獻，又可以促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，在鞏固拓展脫貧攻堅成果的新階段，上市公司需要持續(xù)發(fā)揮好市場主體作用，以資本為紐帶，因地制宜推廣產(chǎn)業(yè)扶貧等模式，助力我國高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展。對于政府而言，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)之后，按照黨和國家的要求，不僅要鞏固成果，還要拓展成果，因此下一階段的任務依然艱巨，為了更好地利用資本市場資源、發(fā)揮資本市場作用，政府可以通過增加補貼、提高稅收優(yōu)惠以及放寬審核條件等優(yōu)惠政策吸引企業(yè)投入鞏固脫貧攻堅成果的工作，積極探索上市公司在減貧工作中的功能與機制，注重發(fā)揮資本市場在鞏固拓展脫貧攻堅成果中的積極作用。