農業企業參與產業脫貧能提升自身績效嗎？

萬俊毅，黃騁東

（華南農業大學 經濟管理學院，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濟中，不乏企業在從事生產經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 年農業產業化龍頭企業便帶動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年參與產業脫貧的農業龍頭企業營業收入年均增長40.1%，部分脫貧產業的農產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，企業在社會問題上耗費有限的資源會增加成本，從而影響企業競爭優勢。那么，如果包容性扶貧行為需要耗費企業資源，并與其逐利的生產經營活動相競爭，為何參與產業脫貧的農業企業可以在帶動眾多貧困戶的同時實現經濟效益快速增長？

基于利益相關者理論，相關文獻表明，企業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者的支持，并提升企業績效［3］。企業參與脫貧行動有產業脫貧、教育脫貧、轉移就業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，而新近研究發現不同扶貧方式對企業績效的影響存在差異，部分扶貧方式甚至對企業績效無顯著影響［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，產業脫貧是在有為政府與有效市場的合力中，以產業脫貧政策為支撐，利用貧困地區資源稟賦，通過產業化發展帶動貧困戶增收的扶貧方式［5］。企業在脫貧產業中的投入最終會轉化為企業與貧困戶共同的收入來源［6］。因此，與一般的扶貧行為不同，參與產業脫貧既是企業扶貧的方式，又是促進自身發展的途徑［7］，除聲譽效應與資源效應之外，參與產業脫貧對企業績效的影響或存在其他路徑。

依據戰略性社會責任觀，當社會責任行為嵌入企業核心業務，企業能利用相關的優勢資源與能力發揮協同效應，在達成社會目標的同時服務于企業盈利目標［8］。參與產業脫貧可以通過嵌入企業核心業務以產生協同效應，從而影響企業績效。以農林牧漁業為依托進行農工商綜合經營的農業企業，普遍面臨原材料供應不穩定及質量可控性低等問題［9］。而脫貧產業大多以初級農產品的生產和初加工為主［10］，農業企業可以利用農業產業化經營的優勢，在發展產業帶動農戶的同時，利用脫貧產業提升對農產品和相關原料市場的控制力［11-12］，實現協同效應。然而，戰略性社會責任行為需要大量資源投入，其經濟回報卻體現在長期績效之中［13］。貧困地區的農業生產困于匱乏的人力資本和物質資本，整體處于低水平狀態［14］。脫貧產業需在地方政府的支持下經過參與主體的共同建設才可打破低水平狀態的貧困陷阱［15］。同時，打破貧困陷阱存在門檻效應［16］，即便有政府支持，農業企業參與產業脫貧仍需大量投資［17］，可能面臨著長短期績效之間的權衡取舍［18］。有鑒于此，本文基于戰略性社會責任行為的相關理論，從時間動態性的視角出發，考察農業企業參與產業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）農業企業參與產業脫貧的協同效應

戰略性社會責任行為的具體表現為社會責任行為嵌入企業核心業務，兩者共同利用企業的資源與能力優勢，發揮協同效應［8］。依此定義，現有文獻對企業戰略性扶貧行為的界定莫衷一是，或單獨聚焦產業脫貧［19］，或限于轉移就業脫貧與產業脫貧［20］，或還囊括定點脫貧、健康脫貧等［21］。雖然研究結果證實了不同扶貧方式對企業績效的差異化影響，但是各行業企業處于不同產業鏈之中，擁有迥異的核心業務與資源能力，同樣的社會責任行為于不同行業企業意義迥然［8］。這些文獻只考慮扶貧方式的差異卻忽視企業之間的不同，難以精準識別戰略性扶貧行為。就脫貧產業而言，為發揮貧困地區資源比較優勢并降低貧困戶卷入產業的難度，發展農業產業一貫被作為首選［22］，調研數據顯示，村級層面的脫貧產業中農業產業比例高達90%［23］。不過，即便選擇農業產業，小農生產方式依然會致使貧困戶與現代農業銜接困難。對此，1996年《關于盡快解決農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業產業化相結合。農業企業作為農業產業化的主導運營者，自此便被視為貫徹落實產業脫貧政策的關鍵載體。對于農業企業而言，參與產業脫貧不僅是治理貧困的善舉，還是與自身業務布局高度協同的戰略性社會責任行為。

農業生產經營面臨著自然風險，農業原材料的供應隨自然條件變化而呈現出較大的波動性，這導致農業企業普遍面臨原材料供應不穩定的問題。當農業企業依賴于少數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，企業將難以在短時間內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，使企業免受來自特定供應商或特定地理區域供應中斷的影響，是農業企業保障供應穩定的可行策略之一。以農業產業為主的脫貧產業便是農業企業潛在的原材料供應源，《中國農村扶貧開發綱要（2001—2010年）》明確鼓勵農業企業到貧困地區建立原材料生產基地。農業企業可以通過參與產業脫貧獲得土地、勞動力、財政資金等資源［7］，并與貧困地區的貧困戶等農產品供應商建立供應關系。因此，農業企業參與產業脫貧可以提升對相關農產品市場的控制力［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。

貧困地區大多有良好的生態環境［24］，不少還有傳統的農業生產技藝，但匱乏的物質資本與人力資本使當地的農業生產經營處于低水平狀態，在此基礎之上開發脫貧產業需要大量投資。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］；二是具有高度資產專用性［17］，基礎設施建設、農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業開發可能無利可圖，資產專用性加之農業契約的不完全性會產生套牢風險，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業的生產要素結構，再以支持政策引導農業企業參與［15，22］。這創造了新的盈利空間，使脫貧產業與企業業務戰略協同成為可能。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業資源投入脫貧產業，與農業企業的投資構成雙邊專用性投資。這將保護基于脫貧產業的契約履行［25］，使貧困地區的農業資源真正為農業企業所用?？梢?，脫貧產業可以與農業企業業務戰略協同，只是這需要經過政府和企業的共同建設。而從脫貧產業的發展規律來看，自建設初始到農業產業成形通常需要3～5年［26］。因此，脫貧產業與農業企業業務的戰略協同體現在較長時期之中?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：從較長時間看，農業企業參與產業脫貧可以緩解對核心供應商的依賴程度。

（二）農業企業參與產業脫貧的績效表現

作為一種戰略性社會責任行為，農業企業參與產業脫貧可以產生協同效應，進而促進企業績效。這是未區分不同行業企業的相關研究從整體上給出的積極結論［19］。然而，既往研究只關注參與產業脫貧對企業績效的正向影響，忽視這也會增加企業的短期支出。戰略性社會責任行為需嵌入企業業務，這不僅需要大量資源投入，還要求企業對業務結構和流程進行調整，使兩者得以耦合。再加之協同效應見效的長期性，導致企業參與戰略性社會責任面臨著長短期績效之間的權衡取舍［13］。在產業脫貧的情境中，雖然政府干預會破解無利可圖的窘境和被套牢的風險，使參與脫貧產業潛在的協同效應為農業企業提供未來的溢價，但是為實現協同效應來使溢價變現，短期內農業企業需要對脫貧產業進行大量專用性投資［17］。不過，農業企業參與產業脫貧還能獲取政府等利益相關者的支持，這與企業大量投資支出在短期內共同作用于企業績效，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，參與產業脫貧對農業企業績效無顯著影響。

從較長時期看，經過政府和農業企業的共同建設，脫貧產業逐漸為農業企業供應原材料，企業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績效：一方面，核心供應商依賴程度會通過供應穩定性來影響績效表現。若企業高度依賴的核心供應商供應中斷，企業將面臨嚴重的原材料短缺問題。為解決原材料短缺，企業將為供應鏈搜尋、供應鏈轉換以及期間的減產停產付出高額成本，造成績效損失［27］。而隨著脫貧產業開始為農業企業供應原材料，企業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，減弱對企業績效的影響。另一方面，核心供應商依賴程度會通過企業的議價能力來影響績效表現。企業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利潤。相反，農業企業參與產業脫貧則通過緩解對核心供應商的依賴程度，提高企業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績效增長?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：從較長時間看，參與產業脫貧可以通過緩解對核心供應商的依賴程度來促進農業企業績效增長。

三、數據來源、變量選取與模型選擇

（一）數據來源

本文數據來源于Wind數據庫和CSMAR 數據庫。參考《上市公司行業分類指引》（2012年修訂），本文將農業業務營業收入比例大于或等于50%以及農業業務營業收入與利潤在所有業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營，并非只有農業業務營業收入在所有業務中比例最高時，才可戰略性地參與農業脫貧產業，因此，本文進一步將2020年農業業務營業收入比例大于或等于30%的上市公司也包括在內。由于上市公司自2016 年開始公示參與精準扶貧的相關數據，因此本文的樣本區間選取為2016—2020 年，在剔除ST 股、PT 股以及關鍵變量數據缺失嚴重的樣本后，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績效表現，由短期績效和長期績效兩方面構成。借鑒葛順奇等［27］的研究，以凈資產回報率衡量績效表現。結合本文的研究情境，長期績效考察的是農業企業參與產業脫貧產生的協同效應對績效的影響。因而，對考察期限的界定取決于產生協同效應所需的時間。實踐經驗表明，建成農業脫貧產業通常需要3～5年的時間，而后農業脫貧產業才能較好地與農業企業業務戰略協同。因此，選擇農業企業在5年間的績效累計變化值來衡量企業長期績效，以盡可能地確保協同效應存在。同時，短期績效考察的是農業企業參與產業脫貧的短期支出對績效的影響，因此選取農業企業參與脫貧產業當期的績效表現來衡量企業短期績效。

2.解釋變量 本文的解釋變量為參與產業脫貧，若企業當期參與產業脫貧賦值為1，未參與產業脫貧則賦值為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分離率；第二，企業要素密集特征，不同要素密集度會影響不同維度的企業績效表現，借鑒葛順奇等［27］用固定資產凈值除以員工數量后取對數來衡量；第三，專用性資產，借鑒楊亦民等［28］的研究，以固定資產占總資產的比例進行衡量；第四，企業研發表現，Williams等［29］的研究指出企業研發表現對企業社會責任行為與績效表現的關系有重要影響，將企業專利數納入模型進行控制；第五，參考研究企業社會責任行為與績效表現關系的相關文獻［30］，模型還控制了企業年齡、資產負債率以及企業規模，參考李寧娟等的研究［31］，企業規模使用員工人數的自然對數衡量。

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向主要供應商采購額占總采購額的比例，反映企業對核心供應商的依賴程度。同時，依據脫貧產業的建設規律，并與企業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，但該指標缺失值較多，本文在原有數據的基礎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計如表1 所示。

表1 變量說明與描述性統計

（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建如下模型。首先，考察農業企業參與產業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 期的截面數據，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表示是否參與產業脫貧，X為控制變量集，包括上述所有控制變量，θ0為常數項，θ1為參與產業脫貧的回歸系數，θ2為控制變量的回歸系數，e1為隨機擾動項。

其次，考察農業企業參與產業脫貧對短期績效的影響。短期績效由農業企業參與產業脫貧的當期績效衡量，共有5期數據，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表示企業短期績效，Industryit表示是否參與產業脫貧，Xit為控制變量集，包含變量與式（1）相同，β0為常數項，β1為參與產業脫貧的回歸系數，β2為控制變量的回歸系數，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，考察農業企業參與產業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期的截面數據，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為常數項，ω1、ρ1為參與產業脫貧的回歸系數，ω2、ρ3為控制變量的回歸系數，ρ2是核心供應商依賴程度的回歸系數，e2、e3為隨機擾動項。

四、結果與分析

（一）農業企業參與產業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，估計結果如表2所示。依據式（1），模型（1）報告了農業企業參與產業脫貧對核心供應商依賴程度影響的估計結果。結果顯示，參與產業脫貧的系數顯著為負。這說明相較于其他農業企業，參與產業脫貧的農業企業在5年間對核心供應商的依賴程度有著顯著的下降。據此，H1得以驗證。究其原因，在精準脫貧背景下，地方政府與農業企業共同投資于貧困地區的農業產業后，貧困地區的農業資源得以盤活，其產出的脫貧產品可以作為農業企業的原材料。這增加了農業企業原材料的供應來源，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，企業履行與自身業務緊密相關的社會責任可以產生協同效應，從而支撐戰略性社會責任理論。

表2 參與產業脫貧對農業企業績效的影響及中介效應檢驗

（二）農業企業參與產業脫貧對績效表現的影響

首先，依據式（2），模型（2）報告了農業企業參與產業脫貧對短期績效影響的估計結果。結果顯示，參與產業脫貧的系數為負，但不顯著。據此，H2得以驗證。這也印證了既往的研究結論，即戰略性社會責任行為對短期績效的影響不顯著［13］。其次，依據式（3），模型（3）報告了農業企業參與產業脫貧對長期績效影響的總效應。結果顯示，相較于其他農業企業，參與產業脫貧的農業企業5 年間凈資產回報率累計變動值平均高出14.5 個百分點。再次，依據式（4），模型（4）報告了在模型（3）的基礎上加入中介變量核心供應商依賴程度后的回歸結果。農業企業參與產業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于農業企業供應商集中度與績效表現的結論［34］?？梢?，緩解對核心供應商的依賴程度可以減小農業企業供應不穩定的問題，并增強其議價能力。

（三）穩健性檢驗

第一，農業企業參與產業脫貧對核心供應商依賴程度影響的穩健性檢驗。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。結果如表3 模型（5）所示，參與產業脫貧的系數顯著為負，相較于其他農業企業，參與產業脫貧的農業企業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 穩健性檢驗 n=174

第二，農業企業參與產業脫貧對短期績效影響的穩健性檢驗。由于數據的限制，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據，檢驗長期績效使用的是截面數據。故而，選擇與上文檢驗參與產業脫貧對企業長期績效影響相同的觀測值和模型，僅以2016 年的截面數據再次檢驗農業企業參與產業脫貧對短期績效的影響，使用OLS進行回歸。結果如模型（6）所示，參與產業脫貧的績效系數為正，但是不顯著。據此，再次驗證H2，即農業企業參與產業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，農業企業參與產業脫貧對長期績效影響的穩健性檢驗。前文使用凈利潤/股東權益平均余額計算的凈資產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/股東權益期末余額，其他設定保持不變?；貧w結果如模型（7）所示，參與產業脫貧的系數顯著為正，再次驗證H3。

第四，在考察期內，突發事件對經濟的沖擊可能會影響研究結論的準確性。本文包含了2020 年的數據，因此需要考慮突發疫情對農業企業經營的影響。結合本文的研究，雖然突發疫情的沖擊會對農業企業經營產生一定影響，但是這恰為檢驗本文的研究假說提供了現實數據。即：若協同效應存在，在突發疫情的沖擊中，參與產業脫貧的農業企業應當會有相對穩定的供應來源，進而呈現相對更好的績效表現。因此，通過檢驗不同農業企業在突發疫情沖擊中表現出的韌性差異作為穩健性檢驗。對于被解釋變量，參考黃帥［36］的研究，以2020 年一季度的企業凈利潤變動為被解釋變量來衡量企業韌性。同時，考慮到現今農業生產面對更多的疫病暴發和極端氣候等外部影響，歷年或多或少都有農業企業績效受到沖擊。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韌性。采用2016 年農業企業參與產業脫貧的數據，以盡可能保證2020 年一季度已產生協同效應。相應地采用OLS模型進行回歸分析，結果如模型（8）所示，參與產業脫貧對企業韌性影響的系數為0.271，且在10%的水平上顯著。這說明既往參與產業脫貧的農業企業在面對突發疫情沖擊時表現出更強的韌性，實證結果具有穩健性。

五、結論與討論

基于戰略性社會責任行為的視角，利用2016—2020 年的農業上市企業數據，分析脫貧產業與農業企業業務戰略協同的現實可能性，并通過區分企業短期績效和長期績效，探究參與產業脫貧通過協同效應對企業績效影響的時間動態性。結果表明：參與產業脫貧對農業企業短期績效的影響不顯著，但可以有效促進農業企業長期績效增長。同時，參與產業脫貧可以緩解農業企業對核心供應商的依賴程度，核心供應商依賴程度在參與產業脫貧對農業企業長期績效的影響中發揮部分中介效應。

以上研究結果的啟示是：第一，扶貧行為并不只是彰顯企業利他精神的象征性行為，若能將企業業務與扶貧行為戰略協同，便能使企業的盈利目標與脫貧的社會目標耦合。由此拓展，現今脫貧攻堅轉向鄉村振興，產業興旺被作為其中的首要任務，農業企業應當充分發揮自身主營業務優勢，將自身盈利目標嵌入在政府意志與市場邏輯交織所產生的新產業增長點上。第二，產業脫貧所需投入大，對績效的正向影響更多體現在長期之中。農業企業參與產業脫貧面臨著長短期績效之間的權衡取舍，這種張力對于上市公司或是可以處理的，但是對于本身就經營困難的中小農業企業卻是嚴峻問題，尤其是脫貧地區的本地農業企業。本文的研究結論有待使用中小農業企業的相關數據再次檢驗，但政府應當重視并緩解中小農業企業參與脫貧地區鄉村產業振興面臨的短期投入壓力。第三，本文考察參與產業脫貧這一具體的社會責任行為，研究對象限于農業企業這類行業主體，在細分行業上相對精準地識別具象社會責任行為的戰略性，為該領域的既有理論提供了經驗證據。值得注意的是，脫貧產業與農業企業業務的戰略協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展的舉國體制。這在其他無政府支持的領域和其他國家是否適用，還有待進一步探討。