王志濤　張婷

[摘要]基于2017—2020年非金融類A股上市公司的樣本，探究企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響，以資本市場中的投資者群體和新型政商關系作為切入點，深度剖析關于企業(yè)風險的作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)參與貧困治理有助于抑制企業(yè)風險；投資者情緒在企業(yè)參與貧困治理抑制企業(yè)風險的路徑中起部分中介作用，即參與貧困治理后，能夠通過促使投資者情緒高漲，降低股票市場風險；新型政商關系能夠改善企業(yè)的外部環(huán)境，顯著放大企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的積極影響；國有企業(yè)參與貧困治理降低企業(yè)風險更為突出；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對于企業(yè)參與貧困治理與其風險水平關系的影響無顯著差異。研究結論有助于為降低企業(yè)風險、發(fā)揮企業(yè)治理功能和構建新型政商關系等提供經(jīng)驗證據(jù)與新的思考方向。

[關鍵詞]參與治理；貧困治理；投資者情緒；新型政商關系；企業(yè)風險

一、 引言

當前國內(nèi)外環(huán)境錯綜復雜，企業(yè)面臨的各種風險與日俱增，加強風險管理并將風險有效控制在合理范圍是企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的基本保障。企業(yè)在市場參與的過程中面臨很多的不確定性，戰(zhàn)略有偏、政策變動以及投資者情緒等因素都可能誘發(fā)企業(yè)風險。貧困治理是社會治理和國家治理的重要內(nèi)容，中國的貧困治理具有鮮明的階段特征，可分為救濟式扶貧、綜合性扶貧、精準扶貧以及相對貧困治理階段。特別地，精準扶貧階段“萬企幫萬村”行動的重大舉措取得了顯著成效，企業(yè)利用自身的市場、資金、信息、技術等方面的優(yōu)勢，能夠最大限度地推動鄉(xiāng)村特色優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)資源優(yōu)勢整合，真正幫助地方經(jīng)濟發(fā)展，并有助于培育和提升貧困人口自我發(fā)展和脫貧致富等方面的能力。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，強調(diào)接續(xù)開展“萬企興萬村”行動，無論是“萬企幫萬村”還是當下的“萬企興萬村”階段，企業(yè)創(chuàng)造了巨大的扶貧價值的同時也實現(xiàn)了自身價值增值。企業(yè)參與貧困治理行為能夠為企業(yè)帶來積極效應，有助于企業(yè)自身融資便利、品牌聲譽、財務績效和創(chuàng)新產(chǎn)出等的提升[1]。Zeng等[3]認為，企業(yè)參與貧困治理能夠發(fā)揮出不可替代的作用，并且對于我國制度安排、法律體系和農(nóng)村能力方面的獨特性應進一步擴展企業(yè)參與貧困治理的研究。相應地，易玄等[4]探究了企業(yè)參與精準扶貧的行為動因及市場效應，研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)和政治關聯(lián)民營企業(yè)扶貧參與更加積極并且溢出效應更顯著。因此，企業(yè)參與貧困治理能夠實現(xiàn)經(jīng)營目標、行為的盈利性和公益性的緊密結合[5]。

企業(yè)風險和參與社會治理都是公司治理的重要內(nèi)容，現(xiàn)有文獻主要研究企業(yè)參與貧困治理是如何影響融資約束、企業(yè)創(chuàng)新和績效增長等，但鮮有研究從企業(yè)在股票市場中面臨的風險出發(fā)， 來考察“投資者”這一重要的利益相關者是如何看待企業(yè)參與貧困治理戰(zhàn)略性行為的。進一步而言，企業(yè)股票市場風險是不斷波動的，并取決于投資者對企業(yè)未來收益的預期值。那么企業(yè)參與貧困治理行為在其股票市場風險層面是否會產(chǎn)生影響呢？能否通過促使投資者情緒高漲進而提高對企業(yè)未來收益的預期值？換言之，企業(yè)參與貧困治理能否通過提升投資者情緒，將外部投資者情緒轉化為企業(yè)資源基礎和能力，進而實現(xiàn)企業(yè)風險的降低。除此之外，政商關系作為社會結構的重要組成部分，在很大程度上影響著政府和企業(yè)協(xié)同治理功能的發(fā)揮。長期以來，黨和國家積極倡導構建“親近”和“清白”的政商關系，其有利于厘清權力和資本之間的邊界，為企業(yè)創(chuàng)造公平、公正、自由和透明的營商環(huán)境。那么企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響又是否會因地區(qū)新型政商關系狀況的不同而存在差異？這些問題值得深入探討。

為了回答上述問題，本文以非金融類A股上市公司為樣本，研究貧困治理參與、投資者情緒、新型政商關系對企業(yè)風險的影響和內(nèi)在作者機制。結果表明，企業(yè)參與貧困治理有助于抑制企業(yè)風險；企業(yè)參與貧困治理后，能夠通過促使投資者情緒高漲，降低股票市場風險；新型政商關系能夠放大企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響。本研究可能存在的邊際貢獻在于：第一，實證檢驗投資者情緒在貧困治理參與和企業(yè)風險之間的中介作用機制，深化貧困治理參與和企業(yè)風險之間的相關研究，并為企業(yè)穩(wěn)定股價波動補充路徑參考。第二，首次將新型政商關系納入貧困治理參與對企業(yè)風險影響機制的研究框架，探討新型政商關系的調(diào)節(jié)效應，從地區(qū)政商關系差異的視角豐富中國情境下企業(yè)貧困治理參與和企業(yè)風險的相關研究。第三，進一步研究企業(yè)參與貧困治理對于企業(yè)風險影響的異質(zhì)性，有助于深入理解企業(yè)參與貧困治理戰(zhàn)略性動機的合理性。

二、 理論分析與研究假設

1. 貧困治理參與與企業(yè)風險

企業(yè)風險的合理控制，在一定程度上有賴于企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略的優(yōu)化調(diào)整，并得益于企業(yè)自身的生產(chǎn)經(jīng)營整體效率的提升。企業(yè)參與貧困治理工作的信息披露有助于提升企業(yè)信息透明度，并向外界傳遞有關企業(yè)政治社會風險的積極信號[6]，從而促使分析師關注、機構持股、股票流動性等方面更優(yōu)[7]。楊國成等[8]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)參與貧困治理能夠通過媒體報道帶來的“聲譽效應”和披露扶貧信息產(chǎn)生的“信息效應”帶來積極的市場反饋，改善企業(yè)自身生存發(fā)展環(huán)境。企業(yè)參與貧困治理是利他性動機與戰(zhàn)略性動機的有機結合，能夠帶來企業(yè)、社會與環(huán)境等的共贏效應[9]。更為重要的是，企業(yè)參與貧困治理能夠提高企業(yè)聲譽、資源獲取能力和生產(chǎn)效率以及降低信息不對稱等[10]，進而有助于實現(xiàn)企業(yè)風險的降低等。具體而言，企業(yè)參與貧困治理能夠傳遞積極信號，有助于社會認同、政府信任的提升以及外部關鍵資源的獲取，進而有助于抑制企業(yè)風險增長。這意味著，企業(yè)參與貧困治理有賴于通過信息效應、聲譽效應和資源效應等傳遞積極信號、獲得政府和市場等主體的回饋以及投資者的長期信任，從而抑制股票市場風險?；谝陨险撌觯疚奶岢黾僭O1：

H1：企業(yè)貧困治理參與水平越高，企業(yè)風險越低。

2. 貧困治理參與、投資者情緒與企業(yè)風險

投資者情緒理論認為，投資者情緒對投資決策具有重要影響。資本市場仍處于個人投資者占比較高的新興市場階段，但受認知偏差、經(jīng)驗知識、心理因素等方面的影響，存在個人投資者無法判斷企業(yè)真實價值的現(xiàn)象[11]，容易出現(xiàn)投資決策方面的偏差。高漲的投資者情緒有助于提高企業(yè)股價，增強企業(yè)的外部融資能力等[12]。與此同時，企業(yè)各類信息披露狀況影響著投資者的心理預期和投資信心，隨著企業(yè)信息透明度的不斷提升，有助于投資者做出真實的價值判斷，從而穩(wěn)定股票市場的風險水平。也就意味著，企業(yè)參與貧困治理能夠有效提升企業(yè)信息透明度和降低信息不對稱風險，被資本市場投資者及時感知，促使投資者情緒高漲，進而有助于企業(yè)風險的顯著降低。

具體而言，一方面企業(yè)通過參與貧困治理能夠提高社會責任績效，減少投資者對于該企業(yè)規(guī)避一系列風險的不確定性和高成本，提升投資者的認同感和信任感，有助于企業(yè)獲取更多投資發(fā)展機會并降低風險。換言之，企業(yè)參與貧困治理水平越高，越有助于獲得政府資金、補貼和聲譽資本等關鍵資源，越可能被資本市場投資者及時識別和認可，進而有利于抑制股票市場風險。另一方面，信息透明度的提升，企業(yè)參與貧困治理的同時，外部投資者也能更好地對企業(yè)進行有效監(jiān)管和評估，從而有助于企業(yè)治理合理化和降低風險。有鑒于此，本文提出假設2：

H2：投資者情緒在企業(yè)參與貧困治理抑制企業(yè)風險的過程中具有中介效應。

3. 貧困治理參與、新型政商關系與企業(yè)風險

企業(yè)信息透明度的提高以及信息不對稱風險的降低，均有助于為企業(yè)經(jīng)營業(yè)績層面與市場層面帶來積極效應。建立“親”“清”的新型政商關系所帶來的公平與透明的市場環(huán)境則有助于企業(yè)改善信息披露質(zhì)量的動機[13]。新型政商關系還能夠通過抑制企業(yè)過度投資傾向和降低政治聯(lián)系維系成本，促使企業(yè)政治資源詛咒效應得到進一步緩解[14]。構建新型政商關系主要體現(xiàn)在“親近”和“清白”兩個維度，即提升政府的廉潔度、透明度和企業(yè)信息透明度，改善政府的服務質(zhì)量和企業(yè)的融資環(huán)境，顯著提高資源配置效率并優(yōu)化資源配置空間?？傮w來說，新型政商關系能夠保障政府治理功能和市場調(diào)控的積極作用，為企業(yè)經(jīng)營發(fā)展提供公平、公正與透明的市場環(huán)境。也就意味著，企業(yè)參與貧困治理帶來的社會聲譽的提高、獲得政府的認同程度能夠在健康和諧的政商關系的支撐下得到深化，進而有助于企業(yè)風險的降低。因此，新型政商關系對企業(yè)參與貧困治理的風險抑制效應可能存在正向的影響。也就是說，新型政商關系越健康和諧的地區(qū)，此地區(qū)的企業(yè)參與貧困治理的風險抑制效應更加顯著?；谝陨险撌?，本文提出以下假設：

H3：新型政商關系能夠強化企業(yè)貧困治理參與對企業(yè)風險的抑制作用。

綜上，本文的研究模型如圖1所示。

三、 研究設計

1. 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2017—2020年A股非金融類上市公司為樣本，并對其進行了以下處理：（1）剔除被ST和*ST類處理的樣本；（2）剔除參與扶貧數(shù)據(jù)或者關鍵財務數(shù)據(jù)缺失的樣本；（3）為消除變量異常值的影響，提升研究的穩(wěn)健性，本文還對連續(xù)變量進行了上下1%水平的Winsorize縮尾處理。上市公司數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），新型政商關系數(shù)據(jù)來自于中國人民大學國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院發(fā)布的《中國城市政商關系排行榜》。本文采用的統(tǒng)計軟件為Stata16.0。

2. 變量定義

（1）企業(yè)風險

參考甄紅線等[10]的研究，本文使用年度beta系數(shù)（Beta-vals）來衡量企業(yè)風險狀況，能夠較好地反應出投資者的價值預期。其中，Beta-vals指數(shù)越大，表示企業(yè)風險越高。

（2）企業(yè)貧困治理參與

借鑒文雯等[15]的研究，從是否參與（Alleviation）以及參與水平（Particip）2個維度衡量企業(yè)貧困治理參與。一方面，是否參與（Alleviation），如果企業(yè)當年參與貧困治理取值為1，否則為0。另一方面，參與水平（Particip），即企業(yè)當年參與貧困治理工作的投資總額加1取對數(shù)。

（3）投資者情緒

參考易志高等和祝小全等構造的中國股票市場投資者情緒綜合指數(shù)（CICSI）[16，17]，本文采用CICSI衡量投資者情緒，CICSI指數(shù)越大，則代表市場投資者情緒越高。

（4）新型政商關系

借鑒蔣長流等[14]的研究，本文采用中國人民大學國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院發(fā)布的《中國城市政商關系排行榜》中的政商關系健康指數(shù)衡量政商關系。該指數(shù)從政府關心、政府服務、企業(yè)稅負、政府廉潔度和政府透明度等方面進行測度，能夠較為全面地反映地區(qū)政商關系的“親近”和“清白”狀況。其中，新型政商關系指數(shù)分值越大，表示地區(qū)政商關系“親近”和“清白”程度越高。

（5）控制變量

本文控制變量選取參考現(xiàn)有文獻的研究[10，18]。包括企業(yè)年齡（Age）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）、第一大股東持股比例（Top1）、前十大股東持股比例（Top10）、產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）、獨立董事占比（Indep）、每股收益（EPS）、高管人數(shù)（lnsm）。

3. 模型設定

為了研究企業(yè)貧困治理參與對企業(yè)風險的影響，本文設定研究模型如下：

其中，[Betavalsit]代表上市公司i在t年的企業(yè)風險指數(shù)，[Alleviationit]代表了上市公司i在t年的是否進行貧困治理參與，[Participit]代表了上市公司i在t年的貧困治理參與水平。[Xit]控制了可能影響企業(yè)風險狀況的相關因素，包括企業(yè)年齡（Age）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負債率（Lev）、第一大股東持股比例（Top1）、前十大股東持股比例（Top10）、產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）、獨立董事占比（Indep）、每股收益（EPS）、高管人數(shù)（lnsm）。同時，本文還控制了年度（Year）以及行業(yè)（Ind）的影響。[σit]代表隨機誤差項。此外，本文在公司層面進行了聚類調(diào)整，使用了穩(wěn)健標準誤。

四、 實證分析

1. 描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。企業(yè)風險最大值為2.712，最小值為-0.033，均值為1.150，表明上市公司企業(yè)風險水平差異較大。企業(yè)貧困治理參與的啞變量（Alleviation）的均值為0.335，說明約33.5%的上市公司參與貧困治理工作。進一步，從參與水平（Particip）的最大值18.246和均值4.412來看，說明上市公司在參與治理水平方面也存在較大差異。投資者情緒（CICSI）的最小值為0.377，最大值為1.712，說明投資者情緒存在較大程度的波動。此外，新型政商關系（Relationship）的均值為60.881，最小值為13.440，最大值為100，表明地區(qū)間新型政商關系存在較明顯的差異。

2. 回歸分析

（1）參與貧困治理對企業(yè)風險的影響

企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響檢驗結果如表3中列（1）和列（2）所示?？梢钥闯?，企業(yè)貧困治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）的估計系數(shù)分別為-0.0277和-0.0025，均在1%水平上顯著為負，表明企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險具有顯著的負向影響，即企業(yè)越積極參與貧困治理，越有助于抑制企業(yè)風險，驗證了本文的假設H1。

控制變量也符合本文的預期與實際情況，能夠較好地反映控制變量選取的可行性。其中，公司年齡（Age）與企業(yè)風險（Betavals）顯著負相關，說明公司的成熟度有助于抑制企業(yè)風險；資產(chǎn)負債率（Lev）與企業(yè)風險顯著負相關，表明資產(chǎn)負債率越高，投資者對企業(yè)的價值預期反而越高；第一大股東持股比例（Top1）與企業(yè)風險顯著正相關，說明第一大股東持股比例占比越高越可能增加企業(yè)風險；前十大股東持股比例（Top10）與企業(yè)風險顯著負相關，即前十大股東持股比例越高越有助于降低企業(yè)風險。

（2）貧困治理參與、投資者情緒與企業(yè)風險

參考溫忠麟等[19]提出的中介檢驗三步法模型進行檢驗，表4報告了中介效應檢驗結果。由列（1）和列（4）的回歸可知，企業(yè)參與貧困治理能夠抑制企業(yè)風險，并且參與水平越高，越有助于企業(yè)風險的降低。當未加入投資者情緒變量時，列（1）中Alleviation的系數(shù)為-0.0424，列（4）中Particip的系數(shù)為-0.0036。加入投資者情緒變量后，Alleviation和Particip的系數(shù)分別變?yōu)?0.0411和-0.0036，系數(shù)絕對值總體下降，說明投資者情緒在參與貧困治理與企業(yè)風險的關系之間發(fā)揮了部分中介作用，驗證了本文的假設H2。Bootstrap檢驗也表明中介效應顯著，即企業(yè)參與貧困治理通過提高投資者情緒抑制了企業(yè)風險。

（3）貧困治理參與、新型政商關系與企業(yè)風險

本文對新型政商關系的“親近”和“清白”兩個維度分別展開了調(diào)節(jié)效應檢驗，以深入剖析新型政商關系的影響機制層面。表5報告了親清指數(shù)調(diào)節(jié)效應檢驗的結果。如表5所示，治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）與“親近”和“清白”的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，表明新型政商關系的“親近”和“清白”維度均能夠正向調(diào)節(jié)企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險之間的關系，即新型政商關系強化了企業(yè)貧困治理參與對企業(yè)風險的抑制作用，驗證了本文的假設H3?？赡艿脑蚴牵盒滦驼剃P系越好的地區(qū)，更有利于發(fā)揮積極的信息資源作用，企業(yè)信息披露質(zhì)量不斷提高，企業(yè)貧困治理參與取得聲譽資源、市場資源更為突出，故而抑制企業(yè)風險成效更加顯著。

（4）進一步分析：基于產(chǎn)權性質(zhì)與經(jīng)濟發(fā)展水平的異質(zhì)性視角

本文證實了企業(yè)能夠通過參與貧困治理降低企業(yè)風險，進一步探究企業(yè)參與貧困治理對于企業(yè)風險影響的異質(zhì)性是有必要的，以便深入理解企業(yè)貧困治理參與戰(zhàn)略性動機的合理性。因此，本文從產(chǎn)權性質(zhì)和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平兩個方面進一步檢驗企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響是否存在差異。

產(chǎn)權性質(zhì)。民營企業(yè)和國有企業(yè)參與貧困治理戰(zhàn)略性行為的性質(zhì)存在本質(zhì)區(qū)別。國有企業(yè)作為落實國家宏觀經(jīng)濟政策的重要載體，更大程度地肩負著參與貧困治理的政治任務，有更大的動力投入到貧困治理工作中。相較于國有企業(yè)可以受到政府的支持和保護，民營企業(yè)更需要通過參與貧困治理來獲得較高的社會認同和政府補貼、維持與政府之間的良好關系以幫助企業(yè)穩(wěn)定發(fā)展。產(chǎn)權性質(zhì)異質(zhì)性分析的結果如表6列（1）和列（2）所示，無論是否參與貧困治理還是參與水平，兩者與產(chǎn)權性質(zhì)的交互項皆在1%的顯著性水平上為負，說明產(chǎn)權性質(zhì)對企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險的關系存在顯著影響，并且企業(yè)參與貧困治理的風險抑制作用在國有企業(yè)中更加顯著。

經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平能夠在一定程度上體現(xiàn)一個地區(qū)的經(jīng)濟、政治、文化、技術等方面的資源支撐，而這正是企業(yè)賴以生存的宏觀環(huán)境。一方面，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)能夠為企業(yè)提供更好的資源支持。另一方面，地方政府可能會重點支持經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，給予更多的資源支持，為企業(yè)創(chuàng)造健康發(fā)展的經(jīng)濟和社會環(huán)境，并投入更多的補貼、貸款以及政策支持?？梢姡?jīng)濟發(fā)展程度可能會影響企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險之間的關系。參考王帆等[20]的方法，本文使用地區(qū)人均GDP來測度地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，檢驗地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異對企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險關系的影響。經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性分析的結果如表6列（3）和列（4）所示，是否參與貧困治理與參與水平變量與經(jīng)濟發(fā)展水平的交互項均不顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險的關系并不存在顯著影響。

3. 穩(wěn)健性檢驗

本研究從以下4個方面開展穩(wěn)健性檢驗：

（1）更換被解釋變量衡量方式（企業(yè)風險）

為了更進一步檢驗企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響，本文還采用股票日收益率的年度標準差度量企業(yè)總風險（Total_Risk），還采用股票周收益率和市場收益率估計的殘差項的標準差計算企業(yè)特異性風險（Idiosyncratic_Risk），回歸結果如表7所示。結果表明，企業(yè)積極參與貧困治理對企業(yè)各類風險皆有顯著的抑制作用，仍然支持本文的結論。

（2）傾向得分匹配法（PSM）

為了減輕可能存在的樣本自選擇問題，本文采用傾向得分匹配（PSM）進行控制。匹配變量包括產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）、企業(yè)年齡（Age）、獨立董事占比（Indep）、第一大股東持股比例（Top1）、前十大股東持股比例（Top10）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、資產(chǎn)負債率（Lev）等，得到傾向值得分后，按照核匹配的方法篩選出PSM 樣本，并且匹配后的樣本通過了平衡性檢驗。匹配之后平均處理效應（ATT）對應的T值為-7.61，在1%水平上顯著，仍然支持前文中的研究結論。此外，表7列（3）和列（4）還報告了PSM匹配后的樣本重新進行回歸的結果，結果表明解釋變量的系數(shù)依然顯著為負，進一步驗證了本文的研究假設。

（3）工具變量法

為了緩解可能存在著反向因果關系所導致的內(nèi)生性偏誤問題，即企業(yè)參與貧困治理可以通過多種途徑抑制企業(yè)風險。同時，企業(yè)風險的降低會改善企業(yè)經(jīng)營發(fā)展狀況，進而使得企業(yè)有更多的精力和資金投入到貧困治理工作中。本文采用工具變量法來緩解潛在的內(nèi)生性問題。企業(yè)參與貧困治理行為存在顯著的行業(yè)“同群效應”[15]，同行業(yè)企業(yè)的參與貧困治理行為可能為其他企業(yè)的參與貧困治理決策帶來積極影響，但是企業(yè)自身面臨的企業(yè)風險一般不會受到行業(yè)中其他企業(yè)參與貧困治理行為的影響。鑒于此，本文選取分年度/行業(yè)中其他企業(yè)參與貧困治理所投入金額的均值作為工具變量。一個合理的解釋是，行業(yè)中其他企業(yè)參與貧困治理所投入金額的均值與企業(yè)是否參與貧困治理以及參與水平相關，但并不會直接影響到企業(yè)風險狀況，因此該工具變量滿足相關性和外生性要求。在第一階段的回歸中，治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）系數(shù)依然顯著為負，表明本文的實證結果的穩(wěn)健性。此外，治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）系數(shù)的絕對值均顯著大于表3中的治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）系數(shù)，說明可能存在的內(nèi)生性問題會弱化企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的積極影響，特別是企業(yè)參與治理水平對于企業(yè)風險的影響程度。

本文還將企業(yè)貧困治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）滯后一期，探究其與當期企業(yè)風險狀況之間的關系，以此來控制內(nèi)生性。滯后回歸的結果如表8列（3）和（4）所示，貧困治理參與（Alleviation）和參與水平（Particip）系數(shù)均在1%水平上顯著為負，說明在滯后一期控制一定程度的內(nèi)生性問題后，仍然支持企業(yè)貧困治理參與能夠緩解企業(yè)風險這一研究結論。

五、 研究結論與啟示

本文基于2017—2020年非金融類A股上市公司的樣本，研究了上市公司參與貧困治理對其風險水平的影響，并剖析了其影響企業(yè)風險的作用機制。具體而言，本文的研究證實了在精準扶貧和鄉(xiāng)村振興等階段企業(yè)參與治理能夠抑制企業(yè)風險這一結論，并將宏觀治理政策、市場與政府有效互動與企業(yè)的市場風險結合起來。研究發(fā)現(xiàn)：（1）參與貧困治理的企業(yè)相較于未參與的企業(yè)可能面臨著更低的風險水平，并且其參與水平越高，越有助于降低企業(yè)風險；（2）企業(yè)參與貧困治理后，能夠通過促使投資者情緒高漲，降低股票市場風險；（3）新型政商關系能夠正向調(diào)節(jié)企業(yè)參與貧困治理與企業(yè)風險的關系，即新型政商關系能夠增強企業(yè)參與貧困治理對企業(yè)風險的影響；（4）企業(yè)參與貧困治理的風險降低效應在國有企業(yè)中更加突出，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對于企業(yè)參與貧困治理與其風險水平關系的影響無顯著差異。

針對上市公司參與貧困治理的視角，本文給出以下幾點建議：

第一，企業(yè)參與貧困治理能夠抑制企業(yè)市場風險。為此，在對企業(yè)的風險承擔或行為決策進行研究時，根據(jù)宏觀治理政策、投資者情緒和市場環(huán)境等調(diào)整企業(yè)戰(zhàn)略布局。企業(yè)應持續(xù)發(fā)展和創(chuàng)新參與治理模式，注重提升參與貧困治理的效率和效果，實現(xiàn)企業(yè)、政府和社會的共贏效應。

第二，提振投資者情緒能夠抑制企業(yè)風險，有助于促進企業(yè)高質(zhì)量持續(xù)發(fā)展。因此，把握投資者情緒對降低企業(yè)風險等會產(chǎn)生積極影響，應進一步科學合理利用投資者情緒，幫助企業(yè)穩(wěn)定股價波動。此外，投資者可以及時關注企業(yè)的戰(zhàn)略決策及執(zhí)行情況，提高理性認知和投資效率。

第三，進一步發(fā)揮企業(yè)主體效用。政府應明確企業(yè)在貧困治理中的重要程度，鼓勵企業(yè)參與到現(xiàn)階段“鄉(xiāng)村振興”進程中，從政策優(yōu)惠、資源便利、社會聲譽等方面激勵企業(yè)積極參與貧困治理。

第四，優(yōu)化營商環(huán)境。注重新型政商關系下的政府、企業(yè)和社會協(xié)同效應的發(fā)揮。正確處理政府與市場的關系、推動“親近”“清白”新型政商文化的重構以及營商環(huán)境建設，積極構建“親清有加”的新型政商關系，為實現(xiàn)市場與政府的有效互動協(xié)作提供有力支撐。

參考文獻：

[1] 鄧博夫，陶存杰，吉利.企業(yè)參與精準扶貧與緩解融資約束[J].財經(jīng)研究，2020，46（12）：138-151.

[2] 岳佳彬，胥文帥.貧困治理參與、市場競爭與企業(yè)創(chuàng)新——基于上市公司參與精準扶貧視角[J].財經(jīng)研究，2021，47（9）：123-138.

[3] Zeng B，Wang C.Research Progress in Corporate Social Responsibility in the Context of Tourism-Assisting the Poor in China[J].Journal of China Tourism Research，2019，15（1）：1-23.

[4] 易玄，吳蓉，謝志明.產(chǎn)權性質(zhì)、企業(yè)精準扶貧行為與資本市場反應[J].貴州財經(jīng)大學學報，2020（2）：98-104.

[5] 房莉杰，劉學.鄉(xiāng)村可持續(xù)發(fā)展：四個民營企業(yè)的共享價值案例分析[J].學術研究，2021（3）：56-62.

[6] Hung M， Shi J， Wang Y. The Effect of Mandatory CSR Disclosure on Information Asymmetry： Evidence from a Quasi-Natural Experiment in China[J]. Social Science Electronic Publishing，2013，33（5）：1-17.

[7] Gao F， Dong Y， Ni C， et al. Determinants and Economic Consequences of Non-financial Disclosure Quality[J].European Accounting Review，2016，25（2）：287-317.

[8] 楊國成，王智敏.民營企業(yè)參與扶貧能抑制其股價崩盤風險嗎[J].廣東財經(jīng)大學學報，2021，36（2）：86-101.

[9] 潘健平，翁若宇，潘越.企業(yè)履行社會責任的共贏效應—基于精準扶貧的視角[J].金融研究，2021（7）：134-153.

[10] 甄紅線，王三法.企業(yè)精準扶貧行為影響企業(yè)風險嗎？[J].金融研究，2021（1）：131-149.

[11] 王海芳，張笑愚.控股股東股權質(zhì)押、投資者情緒與實體企業(yè)“脫實向虛”——基于迎合理論視角[J].經(jīng)濟管理，2021，43（8）：157-176.

[12] 董禮，陳金龍，郭惠玲.投資者情緒對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2022（2）：78-90.

[13] 莊旭東，張翼飛.新型政商關系的投資效率治理效應研究——來自中國A股市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].證券市場導報，2021（12）：66-76.

[14] 蔣長流，江成濤，鄭德昌.新型政商關系能打破企業(yè)創(chuàng)新的政治資源詛咒嗎？[J].軟科學，2021，35（6）：52-57.

[15] 文雯，朱沛青，宋建波.近朱者赤：上市公司精準扶貧行為的同群效應[J].上海財經(jīng)大學學報，2021，23（4）：63-75.

[16] 易志高，茅寧.中國股市投資者情緒測量研究：CICSI的構建[J].金融研究，2009（11）：174-184.

[17] 祝小全，陳卓.隱性杠桿約束、流動性風險和投資者情緒[J].金融研究，2021（10）：171-189.

[18] 胡浩志，張秀萍.參與精準扶貧對企業(yè)績效的影響[J].改革，2020（8）：117-131.

[19] 溫忠麟.張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004（5）：614-620.

[20] 王帆，陶媛婷，倪娟.精準扶貧背景下上市公司的投資效率與績效研究——基于民營企業(yè)的樣本[J].中國軟科學，2020（6）：122-135.

基金項目：國家社會科學基金一般項目“精準扶貧效果測度與返貧阻斷的長效機制研究”（項目編號：17BJY132）。

作者簡介：王志濤（1964-），男，博士，河南工業(yè)大學管理學院教授，博士生導師，研究方向為公共管理和公司治理；張婷（1998-），女，河南工業(yè)大學管理學院碩士研究生，研究方向為貧困治理和公司治理研究。

（收稿日期：2022-09-26? 責任編輯：蘇子寵）