農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧能提升自身績效嗎？

萬俊毅，黃騁東

（華南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州 510642）

一、引言與文獻綜述

在中國特色社會主義市場經(jīng)濟中，不乏企業(yè)在從事生產(chǎn)經(jīng)營活動之外還廣泛參與社會治理，其組織特性中帶有不可忽視的社會維度［1］。由脫貧攻堅觀之，僅2019 年農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)便帶動506 萬戶建檔立卡貧困人口，促進貧困戶增收總額達1 272.2億元［2］。2015—2020年參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)營業(yè)收入年均增長40.1%，部分脫貧產(chǎn)業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品銷售收入年均增速50%以上①參見http://www.gov.cn/xinwen/2021-02/25/content_5588846.htm。。依市場自由主義所言，企業(yè)在社會問題上耗費有限的資源會增加成本，從而影響企業(yè)競爭優(yōu)勢。那么，如果包容性扶貧行為需要耗費企業(yè)資源，并與其逐利的生產(chǎn)經(jīng)營活動相競爭，為何參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)可以在帶動眾多貧困戶的同時實現(xiàn)經(jīng)濟效益快速增長？

基于利益相關(guān)者理論，相關(guān)文獻表明，企業(yè)參與脫貧行動雖需耗費一定成本，卻可通過聲譽效應與資源效應等機制以獲取供應商、客戶和政府等利益相關(guān)者的支持，并提升企業(yè)績效［3］。企業(yè)參與脫貧行動有產(chǎn)業(yè)脫貧、教育脫貧、轉(zhuǎn)移就業(yè)脫貧等多種扶貧方式，既往文獻大多將不同扶貧方式無差別地帶入研究進行檢驗，而新近研究發(fā)現(xiàn)不同扶貧方式對企業(yè)績效的影響存在差異，部分扶貧方式甚至對企業(yè)績效無顯著影響［4］。這意味著不同扶貧方式所需成本及其帶來經(jīng)濟回報的機制和程度并不完全相同，需要進一步探討。其中，產(chǎn)業(yè)脫貧是在有為政府與有效市場的合力中，以產(chǎn)業(yè)脫貧政策為支撐，利用貧困地區(qū)資源稟賦，通過產(chǎn)業(yè)化發(fā)展帶動貧困戶增收的扶貧方式［5］。企業(yè)在脫貧產(chǎn)業(yè)中的投入最終會轉(zhuǎn)化為企業(yè)與貧困戶共同的收入來源［6］。因此，與一般的扶貧行為不同，參與產(chǎn)業(yè)脫貧既是企業(yè)扶貧的方式，又是促進自身發(fā)展的途徑［7］，除聲譽效應與資源效應之外，參與產(chǎn)業(yè)脫貧對企業(yè)績效的影響或存在其他路徑。

依據(jù)戰(zhàn)略性社會責任觀，當社會責任行為嵌入企業(yè)核心業(yè)務，企業(yè)能利用相關(guān)的優(yōu)勢資源與能力發(fā)揮協(xié)同效應，在達成社會目標的同時服務于企業(yè)盈利目標［8］。參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以通過嵌入企業(yè)核心業(yè)務以產(chǎn)生協(xié)同效應，從而影響企業(yè)績效。以農(nóng)林牧漁業(yè)為依托進行農(nóng)工商綜合經(jīng)營的農(nóng)業(yè)企業(yè)，普遍面臨原材料供應不穩(wěn)定及質(zhì)量可控性低等問題［9］。而脫貧產(chǎn)業(yè)大多以初級農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和初加工為主［10］，農(nóng)業(yè)企業(yè)可以利用農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營的優(yōu)勢，在發(fā)展產(chǎn)業(yè)帶動農(nóng)戶的同時，利用脫貧產(chǎn)業(yè)提升對農(nóng)產(chǎn)品和相關(guān)原料市場的控制力［11-12］，實現(xiàn)協(xié)同效應。然而，戰(zhàn)略性社會責任行為需要大量資源投入，其經(jīng)濟回報卻體現(xiàn)在長期績效之中［13］。貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)困于匱乏的人力資本和物質(zhì)資本，整體處于低水平狀態(tài)［14］。脫貧產(chǎn)業(yè)需在地方政府的支持下經(jīng)過參與主體的共同建設(shè)才可打破低水平狀態(tài)的貧困陷阱［15］。同時，打破貧困陷阱存在門檻效應［16］，即便有政府支持，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧仍需大量投資［17］，可能面臨著長短期績效之間的權(quán)衡取舍［18］。有鑒于此，本文基于戰(zhàn)略性社會責任行為的相關(guān)理論，從時間動態(tài)性的視角出發(fā)，考察農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對自身績效的影響及作用機制。

二、理論分析與研究假說

（一）農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧的協(xié)同效應

戰(zhàn)略性社會責任行為的具體表現(xiàn)為社會責任行為嵌入企業(yè)核心業(yè)務，兩者共同利用企業(yè)的資源與能力優(yōu)勢，發(fā)揮協(xié)同效應［8］。依此定義，現(xiàn)有文獻對企業(yè)戰(zhàn)略性扶貧行為的界定莫衷一是，或單獨聚焦產(chǎn)業(yè)脫貧［19］，或限于轉(zhuǎn)移就業(yè)脫貧與產(chǎn)業(yè)脫貧［20］，或還囊括定點脫貧、健康脫貧等［21］。雖然研究結(jié)果證實了不同扶貧方式對企業(yè)績效的差異化影響，但是各行業(yè)企業(yè)處于不同產(chǎn)業(yè)鏈之中，擁有迥異的核心業(yè)務與資源能力，同樣的社會責任行為于不同行業(yè)企業(yè)意義迥然［8］。這些文獻只考慮扶貧方式的差異卻忽視企業(yè)之間的不同，難以精準識別戰(zhàn)略性扶貧行為。就脫貧產(chǎn)業(yè)而言，為發(fā)揮貧困地區(qū)資源比較優(yōu)勢并降低貧困戶卷入產(chǎn)業(yè)的難度，發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)一貫被作為首選［22］，調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，村級層面的脫貧產(chǎn)業(yè)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)比例高達90%［23］。不過，即便選擇農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，小農(nóng)生產(chǎn)方式依然會致使貧困戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接困難。對此，1996年《關(guān)于盡快解決農(nóng)村貧困人口溫飽問題的決定》首次提出要將貧困戶脫貧與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化相結(jié)合。農(nóng)業(yè)企業(yè)作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的主導運營者，自此便被視為貫徹落實產(chǎn)業(yè)脫貧政策的關(guān)鍵載體。對于農(nóng)業(yè)企業(yè)而言，參與產(chǎn)業(yè)脫貧不僅是治理貧困的善舉，還是與自身業(yè)務布局高度協(xié)同的戰(zhàn)略性社會責任行為。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨著自然風險，農(nóng)業(yè)原材料的供應隨自然條件變化而呈現(xiàn)出較大的波動性，這導致農(nóng)業(yè)企業(yè)普遍面臨原材料供應不穩(wěn)定的問題。當農(nóng)業(yè)企業(yè)依賴于少數(shù)的核心供應商提供原材料時，一旦這些供應商減少或中斷供應，企業(yè)將難以在短時間內(nèi)找到合適的補充供應源。而建立多元且相對分散的供應來源，可以緩解對核心供應商的依賴程度，使企業(yè)免受來自特定供應商或特定地理區(qū)域供應中斷的影響，是農(nóng)業(yè)企業(yè)保障供應穩(wěn)定的可行策略之一。以農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)為主的脫貧產(chǎn)業(yè)便是農(nóng)業(yè)企業(yè)潛在的原材料供應源，《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2001—2010年）》明確鼓勵農(nóng)業(yè)企業(yè)到貧困地區(qū)建立原材料生產(chǎn)基地。農(nóng)業(yè)企業(yè)可以通過參與產(chǎn)業(yè)脫貧獲得土地、勞動力、財政資金等資源［7］，并與貧困地區(qū)的貧困戶等農(nóng)產(chǎn)品供應商建立供應關(guān)系。因此，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以提升對相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品市場的控制力［12］，增加其原材料供應來源的多元性，緩解其對核心供應商的依賴程度。

貧困地區(qū)大多有良好的生態(tài)環(huán)境［24］，不少還有傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技藝，但匱乏的物質(zhì)資本與人力資本使當?shù)氐霓r(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營處于低水平狀態(tài)，在此基礎(chǔ)之上開發(fā)脫貧產(chǎn)業(yè)需要大量投資。這種投資具有以下兩方面特征：一是存在門檻，只有超出門檻的投資才能打破貧困陷阱［16］；二是具有高度資產(chǎn)專用性［17］，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、農(nóng)戶人力資本提升等投資均具有專用性。投資門檻會導致參與產(chǎn)業(yè)開發(fā)可能無利可圖，資產(chǎn)專用性加之農(nóng)業(yè)契約的不完全性會產(chǎn)生套牢風險，而精準脫貧中的政府支持則正好能改變這一局面。一方面，地方政府往往通過先導投入以重塑脫貧產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)，再以支持政策引導農(nóng)業(yè)企業(yè)參與［15，22］。這創(chuàng)造了新的盈利空間，使脫貧產(chǎn)業(yè)與企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略協(xié)同成為可能。另一方面，地方政府將與貧困戶綁定的財政資金和改良后的農(nóng)業(yè)資源投入脫貧產(chǎn)業(yè)，與農(nóng)業(yè)企業(yè)的投資構(gòu)成雙邊專用性投資。這將保護基于脫貧產(chǎn)業(yè)的契約履行［25］，使貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源真正為農(nóng)業(yè)企業(yè)所用?？梢?，脫貧產(chǎn)業(yè)可以與農(nóng)業(yè)企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略協(xié)同，只是這需要經(jīng)過政府和企業(yè)的共同建設(shè)。而從脫貧產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)律來看，自建設(shè)初始到農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)成形通常需要3～5年［26］。因此，脫貧產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)企業(yè)業(yè)務的戰(zhàn)略協(xié)同體現(xiàn)在較長時期之中?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：從較長時間看，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以緩解對核心供應商的依賴程度。

（二）農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧的績效表現(xiàn)

作為一種戰(zhàn)略性社會責任行為，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以產(chǎn)生協(xié)同效應，進而促進企業(yè)績效。這是未區(qū)分不同行業(yè)企業(yè)的相關(guān)研究從整體上給出的積極結(jié)論［19］。然而，既往研究只關(guān)注參與產(chǎn)業(yè)脫貧對企業(yè)績效的正向影響，忽視這也會增加企業(yè)的短期支出。戰(zhàn)略性社會責任行為需嵌入企業(yè)業(yè)務，這不僅需要大量資源投入，還要求企業(yè)對業(yè)務結(jié)構(gòu)和流程進行調(diào)整，使兩者得以耦合。再加之協(xié)同效應見效的長期性，導致企業(yè)參與戰(zhàn)略性社會責任面臨著長短期績效之間的權(quán)衡取舍［13］。在產(chǎn)業(yè)脫貧的情境中，雖然政府干預會破解無利可圖的窘境和被套牢的風險，使參與脫貧產(chǎn)業(yè)潛在的協(xié)同效應為農(nóng)業(yè)企業(yè)提供未來的溢價，但是為實現(xiàn)協(xié)同效應來使溢價變現(xiàn)，短期內(nèi)農(nóng)業(yè)企業(yè)需要對脫貧產(chǎn)業(yè)進行大量專用性投資［17］。不過，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧還能獲取政府等利益相關(guān)者的支持，這與企業(yè)大量投資支出在短期內(nèi)共同作用于企業(yè)績效，兩相作用最終可能無甚影響?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：從短期看，參與產(chǎn)業(yè)脫貧對農(nóng)業(yè)企業(yè)績效無顯著影響。

從較長時期看，經(jīng)過政府和農(nóng)業(yè)企業(yè)的共同建設(shè)，脫貧產(chǎn)業(yè)逐漸為農(nóng)業(yè)企業(yè)供應原材料，企業(yè)對核心供應商的依賴程度逐漸降低。這將從以下兩個方面影響企業(yè)績效：一方面，核心供應商依賴程度會通過供應穩(wěn)定性來影響績效表現(xiàn)。若企業(yè)高度依賴的核心供應商供應中斷，企業(yè)將面臨嚴重的原材料短缺問題。為解決原材料短缺，企業(yè)將為供應鏈搜尋、供應鏈轉(zhuǎn)換以及期間的減產(chǎn)停產(chǎn)付出高額成本，造成績效損失［27］。而隨著脫貧產(chǎn)業(yè)開始為農(nóng)業(yè)企業(yè)供應原材料，企業(yè)對核心供應商的依賴程度降低，因中斷供應造成的原材料缺口將有所減小，減弱對企業(yè)績效的影響。另一方面，核心供應商依賴程度會通過企業(yè)的議價能力來影響績效表現(xiàn)。企業(yè)對供應商的高度依賴會減損自身的議價能力。供應商可以借此提高原材料價格以攫取企業(yè)利潤。相反，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧則通過緩解對核心供應商的依賴程度，提高企業(yè)的供應鏈地位和議價能力，進而可以降低采購成本以促進企業(yè)績效增長。基于此，提出第三個研究假說：

H3：從較長時間看，參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以通過緩解對核心供應商的依賴程度來促進農(nóng)業(yè)企業(yè)績效增長。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR 數(shù)據(jù)庫。參考《上市公司行業(yè)分類指引》（2012年修訂），本文將農(nóng)業(yè)業(yè)務營業(yè)收入比例大于或等于50%以及農(nóng)業(yè)業(yè)務營業(yè)收入與利潤在所有業(yè)務中比例最高且大于或等于30%的上市公司納入樣本。同時，考慮到上市公司均為多元化經(jīng)營，并非只有農(nóng)業(yè)業(yè)務營業(yè)收入在所有業(yè)務中比例最高時，才可戰(zhàn)略性地參與農(nóng)業(yè)脫貧產(chǎn)業(yè)，因此，本文進一步將2020年農(nóng)業(yè)業(yè)務營業(yè)收入比例大于或等于30%的上市公司也包括在內(nèi)。由于上市公司自2016 年開始公示參與精準扶貧的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此本文的樣本區(qū)間選取為2016—2020 年，在剔除ST 股、PT 股以及關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本后，篩選出174個上市公司共870個觀測值。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文的被解釋變量為企業(yè)績效表現(xiàn)，由短期績效和長期績效兩方面構(gòu)成。借鑒葛順奇等［27］的研究，以凈資產(chǎn)回報率衡量績效表現(xiàn)。結(jié)合本文的研究情境，長期績效考察的是農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧產(chǎn)生的協(xié)同效應對績效的影響。因而，對考察期限的界定取決于產(chǎn)生協(xié)同效應所需的時間。實踐經(jīng)驗表明，建成農(nóng)業(yè)脫貧產(chǎn)業(yè)通常需要3～5年的時間，而后農(nóng)業(yè)脫貧產(chǎn)業(yè)才能較好地與農(nóng)業(yè)企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略協(xié)同。因此，選擇農(nóng)業(yè)企業(yè)在5年間的績效累計變化值來衡量企業(yè)長期績效，以盡可能地確保協(xié)同效應存在。同時，短期績效考察的是農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧的短期支出對績效的影響，因此選取農(nóng)業(yè)企業(yè)參與脫貧產(chǎn)業(yè)當期的績效表現(xiàn)來衡量企業(yè)短期績效。

2.解釋變量 本文的解釋變量為參與產(chǎn)業(yè)脫貧，若企業(yè)當期參與產(chǎn)業(yè)脫貧賦值為1，未參與產(chǎn)業(yè)脫貧則賦值為0。

3.控制變量 本文從以下5 個方面選取控制變量。第一，代理情況，包括前十大股東持股比例、董事長持股比例和兩權(quán)分離率；第二，企業(yè)要素密集特征，不同要素密集度會影響不同維度的企業(yè)績效表現(xiàn)，借鑒葛順奇等［27］用固定資產(chǎn)凈值除以員工數(shù)量后取對數(shù)來衡量；第三，專用性資產(chǎn)，借鑒楊亦民等［28］的研究，以固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例進行衡量；第四，企業(yè)研發(fā)表現(xiàn)，Williams等［29］的研究指出企業(yè)研發(fā)表現(xiàn)對企業(yè)社會責任行為與績效表現(xiàn)的關(guān)系有重要影響，將企業(yè)專利數(shù)納入模型進行控制；第五，參考研究企業(yè)社會責任行為與績效表現(xiàn)關(guān)系的相關(guān)文獻［30］，模型還控制了企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)規(guī)模，參考李寧娟等的研究［31］，企業(yè)規(guī)模使用員工人數(shù)的自然對數(shù)衡量。

4.中介變量 本文的中介變量為核心供應商依賴程度，用以檢驗協(xié)同效應的存在，參考李拯非等［32］的研究，使用供應商集中度進行測度。供應商集中度是指企業(yè)向主要供應商采購額占總采購額的比例，反映企業(yè)對核心供應商的依賴程度。同時，依據(jù)脫貧產(chǎn)業(yè)的建設(shè)規(guī)律，并與企業(yè)長期績效的考察期限保持一致，供應商集中度也由5 年間的累計變動值衡量。供應商集中度這一指標來源于CSMAR 提供的赫芬達爾指數(shù)，但該指標缺失值較多，本文在原有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進一步利用供應商采購信息，計算前五大供應商采購額占總采購額比率的平方之和進行填補。各變量說明與描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型選擇

本文借鑒Baron 等［33］提出的中介效應依次檢驗法構(gòu)建如下模型。首先，考察農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對核心供應商依賴程度的影響。核心供應商依賴程度由5 年間的累計變動值測度，共有1 期的截面數(shù)據(jù)，運用OLS模型進行回歸分析。具體公式如下：

式（1）中，M表示核心供應商依賴程度，Industry表示是否參與產(chǎn)業(yè)脫貧，X為控制變量集，包括上述所有控制變量，θ0為常數(shù)項，θ1為參與產(chǎn)業(yè)脫貧的回歸系數(shù)，θ2為控制變量的回歸系數(shù)，e1為隨機擾動項。

其次，考察農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對短期績效的影響。短期績效由農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧的當期績效衡量，共有5期數(shù)據(jù)，選擇時間個體雙向固定效應模型進行分析。具體公式如下：

式（2）中，Performit表示企業(yè)短期績效，Industryit表示是否參與產(chǎn)業(yè)脫貧，Xit為控制變量集，包含變量與式（1）相同，β0為常數(shù)項，β1為參與產(chǎn)業(yè)脫貧的回歸系數(shù)，β2為控制變量的回歸系數(shù)，γi、σt分別表示個體和時間的固定效應，eit為隨機擾動項。

再次，考察農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對長期績效的影響以及核心供應商依賴程度在此間發(fā)揮的中介效應。長期績效由5年間的累計變動值測度，共有1期的截面數(shù)據(jù)，選用OLS模型進行回歸分析。具體公式如下：

式（3）～式（4）中，Lperform 表示長期績效，M表示中介變量核心供應商依賴程度，X代表控制變量集，包含變量與式（1）相同，ω0、ρ0為常數(shù)項，ω1、ρ1為參與產(chǎn)業(yè)脫貧的回歸系數(shù)，ω2、ρ3為控制變量的回歸系數(shù)，ρ2是核心供應商依賴程度的回歸系數(shù)，e2、e3為隨機擾動項。

四、結(jié)果與分析

（一）農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對核心供應商依賴程度的影響

本文利用Stata14.0對模型進行估計，估計結(jié)果如表2所示。依據(jù)式（1），模型（1）報告了農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對核心供應商依賴程度影響的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的系數(shù)顯著為負。這說明相較于其他農(nóng)業(yè)企業(yè)，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)在5年間對核心供應商的依賴程度有著顯著的下降。據(jù)此，H1得以驗證。究其原因，在精準脫貧背景下，地方政府與農(nóng)業(yè)企業(yè)共同投資于貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)后，貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)資源得以盤活，其產(chǎn)出的脫貧產(chǎn)品可以作為農(nóng)業(yè)企業(yè)的原材料。這增加了農(nóng)業(yè)企業(yè)原材料的供應來源，進而緩解其對核心供應商的依賴程度。同時，這也在一定程度上說明，企業(yè)履行與自身業(yè)務緊密相關(guān)的社會責任可以產(chǎn)生協(xié)同效應，從而支撐戰(zhàn)略性社會責任理論。

表2 參與產(chǎn)業(yè)脫貧對農(nóng)業(yè)企業(yè)績效的影響及中介效應檢驗

（二）農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對績效表現(xiàn)的影響

首先，依據(jù)式（2），模型（2）報告了農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對短期績效影響的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的系數(shù)為負，但不顯著。據(jù)此，H2得以驗證。這也印證了既往的研究結(jié)論，即戰(zhàn)略性社會責任行為對短期績效的影響不顯著［13］。其次，依據(jù)式（3），模型（3）報告了農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對長期績效影響的總效應。結(jié)果顯示，相較于其他農(nóng)業(yè)企業(yè)，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)5 年間凈資產(chǎn)回報率累計變動值平均高出14.5 個百分點。再次，依據(jù)式（4），模型（4）報告了在模型（3）的基礎(chǔ)上加入中介變量核心供應商依賴程度后的回歸結(jié)果。農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧依然顯著正向影響長期績效，而中介變量核心供應商依賴程度顯著負向影響長期績效。據(jù)此，H3得以驗證。由于核心供應商依賴程度是由供應商集中度測度，因此這也呼應了既往研究中關(guān)于農(nóng)業(yè)企業(yè)供應商集中度與績效表現(xiàn)的結(jié)論［34］?？梢姡徑鈱诵墓痰囊蕾嚦潭瓤梢詼p小農(nóng)業(yè)企業(yè)供應不穩(wěn)定的問題，并增強其議價能力。

（三）穩(wěn)健性檢驗

第一，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對核心供應商依賴程度影響的穩(wěn)健性檢驗。本文替換核心供應商依賴程度的測度方式，將前五大供應商集中度改為第一大供應商供應比例。結(jié)果如表3 模型（5）所示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的系數(shù)顯著為負，相較于其他農(nóng)業(yè)企業(yè)，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)第一大供應商供應比5年間累計變動值平均低7.9個百分點，再次驗證H1。

表3 穩(wěn)健性檢驗 n=174

第二，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對短期績效影響的穩(wěn)健性檢驗。由于數(shù)據(jù)的限制，雖然檢驗短期績效和長期績效的研究樣本相同，但是檢驗短期績效使用的是面板數(shù)據(jù)，檢驗長期績效使用的是截面數(shù)據(jù)。故而，選擇與上文檢驗參與產(chǎn)業(yè)脫貧對企業(yè)長期績效影響相同的觀測值和模型，僅以2016 年的截面數(shù)據(jù)再次檢驗農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對短期績效的影響，使用OLS進行回歸。結(jié)果如模型（6）所示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的績效系數(shù)為正，但是不顯著。據(jù)此，再次驗證H2，即農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對短期績效的影響由多方面因素決定，影響不顯著。

第三，農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧對長期績效影響的穩(wěn)健性檢驗。前文使用凈利潤/股東權(quán)益平均余額計算的凈資產(chǎn)回報率作為被解釋變量，參考李善民等［35］的研究，將其替換為凈利潤/股東權(quán)益期末余額，其他設(shè)定保持不變?；貧w結(jié)果如模型（7）所示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的系數(shù)顯著為正，再次驗證H3。

第四，在考察期內(nèi)，突發(fā)事件對經(jīng)濟的沖擊可能會影響研究結(jié)論的準確性。本文包含了2020 年的數(shù)據(jù)，因此需要考慮突發(fā)疫情對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營的影響。結(jié)合本文的研究，雖然突發(fā)疫情的沖擊會對農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生一定影響，但是這恰為檢驗本文的研究假說提供了現(xiàn)實數(shù)據(jù)。即：若協(xié)同效應存在，在突發(fā)疫情的沖擊中，參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)應當會有相對穩(wěn)定的供應來源，進而呈現(xiàn)相對更好的績效表現(xiàn)。因此，通過檢驗不同農(nóng)業(yè)企業(yè)在突發(fā)疫情沖擊中表現(xiàn)出的韌性差異作為穩(wěn)健性檢驗。對于被解釋變量，參考黃帥［36］的研究，以2020 年一季度的企業(yè)凈利潤變動為被解釋變量來衡量企業(yè)韌性。同時，考慮到現(xiàn)今農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面對更多的疫病暴發(fā)和極端氣候等外部影響，歷年或多或少都有農(nóng)業(yè)企業(yè)績效受到?jīng)_擊。以前三期一季度凈利潤均值作為基準，將2020 年一季度凈利潤與之對比，相減后除以基期計算得到企業(yè)韌性。采用2016 年農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧的數(shù)據(jù)，以盡可能保證2020 年一季度已產(chǎn)生協(xié)同效應。相應地采用OLS模型進行回歸分析，結(jié)果如模型（8）所示，參與產(chǎn)業(yè)脫貧對企業(yè)韌性影響的系數(shù)為0.271，且在10%的水平上顯著。這說明既往參與產(chǎn)業(yè)脫貧的農(nóng)業(yè)企業(yè)在面對突發(fā)疫情沖擊時表現(xiàn)出更強的韌性，實證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與討論

基于戰(zhàn)略性社會責任行為的視角，利用2016—2020 年的農(nóng)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，分析脫貧產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)企業(yè)業(yè)務戰(zhàn)略協(xié)同的現(xiàn)實可能性，并通過區(qū)分企業(yè)短期績效和長期績效，探究參與產(chǎn)業(yè)脫貧通過協(xié)同效應對企業(yè)績效影響的時間動態(tài)性。結(jié)果表明：參與產(chǎn)業(yè)脫貧對農(nóng)業(yè)企業(yè)短期績效的影響不顯著，但可以有效促進農(nóng)業(yè)企業(yè)長期績效增長。同時，參與產(chǎn)業(yè)脫貧可以緩解農(nóng)業(yè)企業(yè)對核心供應商的依賴程度，核心供應商依賴程度在參與產(chǎn)業(yè)脫貧對農(nóng)業(yè)企業(yè)長期績效的影響中發(fā)揮部分中介效應。

以上研究結(jié)果的啟示是：第一，扶貧行為并不只是彰顯企業(yè)利他精神的象征性行為，若能將企業(yè)業(yè)務與扶貧行為戰(zhàn)略協(xié)同，便能使企業(yè)的盈利目標與脫貧的社會目標耦合。由此拓展，現(xiàn)今脫貧攻堅轉(zhuǎn)向鄉(xiāng)村振興，產(chǎn)業(yè)興旺被作為其中的首要任務，農(nóng)業(yè)企業(yè)應當充分發(fā)揮自身主營業(yè)務優(yōu)勢，將自身盈利目標嵌入在政府意志與市場邏輯交織所產(chǎn)生的新產(chǎn)業(yè)增長點上。第二，產(chǎn)業(yè)脫貧所需投入大，對績效的正向影響更多體現(xiàn)在長期之中。農(nóng)業(yè)企業(yè)參與產(chǎn)業(yè)脫貧面臨著長短期績效之間的權(quán)衡取舍，這種張力對于上市公司或是可以處理的，但是對于本身就經(jīng)營困難的中小農(nóng)業(yè)企業(yè)卻是嚴峻問題，尤其是脫貧地區(qū)的本地農(nóng)業(yè)企業(yè)。本文的研究結(jié)論有待使用中小農(nóng)業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)再次檢驗，但政府應當重視并緩解中小農(nóng)業(yè)企業(yè)參與脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興面臨的短期投入壓力。第三，本文考察參與產(chǎn)業(yè)脫貧這一具體的社會責任行為，研究對象限于農(nóng)業(yè)企業(yè)這類行業(yè)主體，在細分行業(yè)上相對精準地識別具象社會責任行為的戰(zhàn)略性，為該領(lǐng)域的既有理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。值得注意的是，脫貧產(chǎn)業(yè)與農(nóng)業(yè)企業(yè)業(yè)務的戰(zhàn)略協(xié)同始終處于政府對市場失靈的干預之中，得益于中國包容性發(fā)展的舉國體制。這在其他無政府支持的領(lǐng)域和其他國家是否適用，還有待進一步探討。