参与产业帮扶、高管社会资本与竞争优势

黄莲琴 白姝瑛 何蔓莉

【摘要】参与产业帮扶可以助力企业形成声誉优势， 进而影响企业竞争优势。 本文以2014 ～ 2018年沪深A股上市公司为研究样本， 考察企业参与产业帮扶与竞争优势之间的关系， 并检验高管社会资本的调节作用。 研究发现： 第一， 参与产业帮扶有利于提高企业竞争优势， 与非国有企业相比， 国有企业参与产业帮扶对其竞争优势的提升效应更显著。 第二， 高管社会资本与参与产业帮扶之间显著正相关， 并强化了参与产业帮扶对其竞争优势的提升作用。 第三， 高管社会资本的调节效应因产权性质和市场化进程的不同而具有异质性， 即高市场化进程地区、国有样本企业高管社会资本能正向调节参与产业帮扶与竞争优势之间的关系， 而低市场化进程地区、非国有样本企业高管社会资本的调节效应不显著。

【关键词】高管社会资本;产业帮扶;竞争优势;产权性质;市场化进程

【中图分类号】F276      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2022）14-0043-10

一、引言

当前， 我国已全面消除绝对贫困， 取得脱贫攻坚战的全面胜利， 但是， 脱贫摘帽不是终点， 而是新奋斗的起点。 这意味着我国的减贫事业进入乡村振兴的新阶段。 如何有效衔接巩固脱贫攻坚成果与乡村振兴的工作， 是社会各界都需要积极思考的问题。 企业集结了资金、技术、信息和市场等各项资源， 切实持续履行产业帮扶责任， 加大产业扶持力度， 既可巩固脱贫攻坚成果， 亦可帮助脱贫对象创造可持续性的发展动力， 实现企业发展与乡村振兴的双赢。 已有研究表明， 企业披露扶贫信息能获得资本市场的积极反应[1] ， 企业参与扶贫有利于改善企业声誉[2] 、增强投资者信心[3] 、提高企业绩效[4，5] 。 作为营利性组织， 企业的战略决策会受到其逐利特性的影响。 而参与产业帮扶会占用企业的部分资源， 其最终结果是会导致资源的“无效使用”， 还是为企业赢得竞争优势？ 从理论上讲， 企业参与产业帮扶作为其承担社会责任的重要表现之一， 在一定程度上是对企业利益相关者的回馈， 与外界的良性互动有利于降低企业获取外部资源的成本， 形成多方合作共赢; 同时， 企业参与产业帮扶可向外界传递具有社会责任感的企业形象， 形成声誉优势， 进而为企业带来供应商信任、消费者偏好等间接利益， 有利于企业竞争优势的提升。

Bourdieu[6] 认为社会资本是潜在的或现有资源的集合体， 这些资源与社会关系网络相关。 企业高管作为社会人， 置身于特定的社会关系网络中， 其通过在政府部门、其他企业、行业协会和科研院所等任职来搭建关系网络， 从而形成特有的社会资本。 已有研究表明， 高管社会资本会对公司治理、多元化战略、技术创新、企业社会责任和企业绩效等产生影响[7-10] 。 参与产业帮扶是企业的一项重要战略决策， 而高管所拥有的社会资本对企业参与产业帮扶是否会产生影响， 进而影响企业竞争优势呢？ 现有文献较少涉及。 基于此， 本文以2014 ～ 2018年A股上市公司为研究样本， 考察企业参与产业帮扶与竞争优势间的关系及高管社会资本在其中的调节效应。

相较于以往文献， 本文的贡献在于： 第一， 现有对企业参与扶贫经济后果的研究主要着眼于财务绩效、市场反应和声誉等， 本文检验了企业参与产业帮扶对其竞争优势的影响， 拓展了企业参与产业帮扶的经济后果研究; 第二， 从关系网络和声誉机制视角界定高管社会资本， 研究高管社会资本的调节效应， 丰富了社会资本和扶贫社会责任的相关研究成果。

二、文献综述

（一）企业参与扶贫的经济后果研究

关于企业参与扶贫的经济后果研究涉及多个利益相关主体。 从政府和社会角度， Giovannini[11] 认为企业参与扶贫有利于政府降低扶贫成本， 将企业利润转化为政府扶贫的部分公共资源， 从而促进社会发展等。 基于扶贫对象视角的研究认为， 企业扶贫有助于扶贫对象摆脱困境， 改变其观念和思维方式， 获得知识、技术等可持续发展能力[12-14] 。 但也有学者指出， 企业扶贫可能会造成扶贫对象无效使用资金、扶贫错位等问题[15，16] 。 而企业参与扶贫有利于获取政府补贴、降低运营成本、树立品牌形象、改善企业声誉、增强投资者信心、提高盈利能力以及贏得资本市场的积极反应等[1-5，17，18] 。

（二）企业扶贫行为的影响因素研究

已有研究从宏观与微观层面考察了企业扶贫行为的影响因素。 从宏观层面看， 学者们认为企业扶贫行为的影响因素主要是政府支持、外部监管、与利益相关者的合作和行业特征等。 例如， 聂军等[19] 发现， 地方政府财政压力促使企业参与扶贫; 黄珺等[20] 认为， 媒体关注促使企业加大扶贫资金投入; Goldsmith[21] 认为， 企业扶贫行为受到多方利益相关者的影响， 企业无法独立完成扶贫工作， 需要与利益相关者进行合作; 任长秋和王钊[22] 发现， 重污染行业及与消费者高度相关的行业会更积极地参与扶贫。 从微观层面看， 企业参与扶贫的主要影响因素是产权性质、组织效率、公司治理、公司特征和高管党员身份等。 例如， 杜世风等[23] 发现， 国有产权、企业规模和盈利能力对企业扶贫产生正向影响; Maksimov等[24] 认为组织效率会影响企业扶贫行为; Fotheringham和Saunders[25] 提出， 公司治理会对企业扶贫行为产生影响; 任长秋和王钊[22] 发现， 董事长和CEO两职合一、业务多元化的公司会更积极开展扶贫事业; 而高管党员身份与贫困经历均对扶贫投入产生积极影响[26] 。

综上可知， 企业参与扶贫对企业声誉、投资者信心、市场反应和业绩产生影响， 制度环境、外部监管、产权性质、公司治理和公司特征等是其主要影响因素。 而企业参与产业帮扶是否对自身竞争优势产生影响？高管社会资本在两者之间又起怎样的作用？尚无文献涉及。 本文拟对此进行探讨， 不仅能丰富企业参与产业帮扶和社会资本的研究文献， 而且能为后期促进企业积极履行产业帮扶责任、服务乡村振兴提供经验证据。

三、理论分析与研究假说

（一）企业参与产业帮扶与竞争优势的关系

参与产业帮扶会占用企业有限的资源， 相较于项目投资而言， 企业可能会认为用于产业帮扶的资源消耗无法为企业创造价值， 从而削弱企业的竞争优势。 但基于以下视角， 本文认为企业参与产业帮扶在一定程度上能为企业赢得竞争优势。

首先， 企业与外界环境之间处于相互依存的關系。 因为企业的经营需要丰富的资源作保障， 而大部分资源来源于企业的外界环境， 因此， 为了生存和实现可持续发展， 企业必须与其所依存的环境进行互动， 与利益相关者保持交往和联系， 以降低资源的交易成本， 提高资源获取的保障性。 产业帮扶是企业参与帮扶治理的重要形式， 通过整合政府、企业与脱贫对象之间的生产要素达到帮扶目的。 企业利用自身的经验、资本、人才、技术和市场等优势， 充分挖掘脱贫地区特有的资源和生态优势， 促进脱贫地区打造特色产业经济， 激发脱贫地区的发展动力， 实现资源优势向经济优势的转化。 与此同时， 政府所拥有的资金、政策信息等资源和脱贫地区所拥有的劳动力、土地等资源均是企业发展的有利因素， 企业将自身的优势资源投入产业帮扶之中， 以换得这些要素的使用权， 不仅有利于企业规模的扩张， 也大大降低了企业所需要素的获取成本， 最终实现企业绩效的提升[18] 。 因此， 企业参与产业帮扶是企业、脱贫对象和政府多方共享共赢的帮扶模式， 有利于企业赢得竞争优势。

其次， 根据信号传递理论， 企业参与产业帮扶、披露帮扶工作信息在一定程度上给外界传递了有效信息——该企业是一个富有社会责任感、财务实力的组织。 利益相关者如果持有该信念， 企业就拥有了组织声誉， 这是企业赢得竞争优势的基石。 而良好的组织声誉可以为企业带来更多的资源便利、供应商信任、消费者偏好等间接利益。 同时， 企业参与产业帮扶所树立的良好声誉和社会形象是企业的无形资产， 这些差异化的无形资产有利于转化成企业自身独特的能力， 进而提高企业的竞争优势， 推动企业可持续发展。 基于以上分析， 本文提出如下假说：

假说1： 企业参与产业帮扶对其竞争优势具有积极影响。

（二）高管社会资本与企业参与产业帮扶的关系

Hambrick和Mason[27] 认为， 高管会对所面临的组织情境做出高度个性化的诠释和选择， 影响企业的战略决策和发展。 参与产业帮扶是企业履行社会责任的重要内容之一， 也是一项重要的战略投资决策， 因而会受到高管社会资本的影响。

首先， 组织目标的实现会受到各利益相关者的影响， 管理者在组织经营活动时需要考虑各利益相关者的需求。 社会对于具有特殊地位和身份的人会有相应的行为期待和规范要求。 如果企业高管拥有丰富的社会资本， 即意味着在社会关系网络中拥有较高的社会地位和声誉， 越容易受到各利益相关者的关注， 进而对高管行为及企业形象提出更高的期望和要求， 使高管与企业面临更大的社会压力。 为了满足利益相关者的高期望和要求以及维系社会关系网络， 高管需要做出与自身地位和身份相符的行为， 制定有助于提升企业形象的决策。

其次， 社会资源理论认为， 资源是在社会群体中被认定为有价值的东西， 拥有这些社会资源有助于增加企业生存机遇; 个体地位越高， 越容易发展社会关系， 摄取资源的能力也越强。 高管所拥有的社会资本既是企业特有的资源， 也是企业获取外界信息与资源的重要渠道。 高管通过在政府部门、其他企业、行业协会和科研院所等任职构建社会关系网络， 有助于减少企业摄取外部资源的阻力， 为企业的各项决策提供信息与资源保障。 因此， 若高管拥有较多的社会资本， 企业就会有更充足的资源助力帮扶责任的履行， 从而加大产业帮扶资金投入。 基于以上分析， 本文提出如下假说：

假说2： 高管社会资本对企业参与产业帮扶具有正向影响。

（三）高管社会资本对企业参与产业帮扶与竞争优势之间关系的调节作用

企业参与产业帮扶作为一项战略投资决策， 其实施效果取决于企业内外部因素; 而高管是企业战略决策的制定者， 其所拥有的社会资本将强化产业帮扶投入对企业竞争优势的提升作用。

首先， 企业履行社会责任可视为一种积极信号， 社会责任信息的传递与释放效果依赖于企业所采取的手段和资源。 而社会资本的基本功能之一是促进信息沟通， 社会资本的通道网络具有为企业收集相关信息并将之传递给外界的天然优势。 高管拥有的社会资本越丰富， 越有可能向利益相关者传递企业想要让公众知晓的信息， 因此， 高管社会资本有可能成为传播企业参与产业帮扶的有效信息渠道。 企业通过该渠道传播、扩散企业参与帮扶信息， 会在各利益相关者中树立负责任的企业形象， 进而强化声誉优势; 同时， 可增强企业和政府、供应商、客户等之间的信任感， 便于企业获取融资便利、税收优惠和技术支持， 促进供应商及时提供原材料或给予优惠的信用条件， 有利于提升客户的忠诚度等， 从而降低企业的融资与交易成本， 提高产品竞争力。

其次， 基于战略决策过程理论， 高管团队的认知和战略决策过程会对企业战略决策质量产生影响[28] 。 高管社会网络有利于高管获取有价值的知识、信息和资源， 进而影响高管的认知结构和行为方式; 高管拥有的社会资本越丰富， 越能获取到战略决策所需的信息和核心资源， 其知识存量与增量得到优化， 认知水平和决策能力得到提升， 从而为提高企业的战略决策质量奠定基础。 企业制定的战略决策对企业竞争优势和绩效产生直接或间接的影响， 而影响效应则取决于战略决策的质量， 即高质量的战略决策有助于提升企业绩效[8] 。 参与产业帮扶是企业的一项重要战略选择， 高管社会资本会影响企业参与帮扶的战略决策过程和质量。 高管的社会关系网络越丰富， 越能根据帮扶对象的实际情况和资源优势制定因地制宜的产业帮扶战略决策。 例如， 为降低帮扶对象发展产业的门槛， 可将帮扶对象纳入“公司+合作社（或农业园区）”的现代产业链中， 构建多元主体利益共同体和责任分工制， 由专业公司负责解决资金、生产技术和产品销售等问题， 帮扶对象负责产品生产的数量和品质问题， 切实提高帮扶到户的效率。 企业产业帮扶的战略决策质量越高， 越能调动帮扶对象参与的积极性， 获得可持续生计能力越强， 越能稳步推进乡村振兴进程; 与此同时， 企业亦能从中获取核心资源和经济效益， 向外部释放企业参与产业帮扶治理工作的效果， 以提升自身的媒体关注度和影响力， 赢得声誉效应与竞争优势。 基于以上分析， 本文提出如下假说：

假说3： 高管社会资本将强化企业参与产业帮扶与竞争优势之间的关系。

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2014 ～ 2018年我国A股上市公司作为研究样本， 剔除金融保险类公司、ST和∗ST公司、资产负债率小于0或大于1的公司、变量数据缺失的样本公司， 最终获得10104个研究样本。 其中， 參与产业帮扶的样本公司有1807家， 占样本总数的17.88%。 研究数据主要来自于国泰安数据库。 企业参与帮扶数据来源于企业年度报告和社会责任报告; 高管社会资本初始数据来源于国泰安数据库、新浪财经和平安证券等网站， 经手工收集和整理获得。 为了避免极端值的影响， 本文对连续变量在1%和99%分位数上进行了Winsorize处理; 采用Stata 16.0进行数据处理与分析。

（二）主要变量界定

1. 企业参与产业帮扶（IA）。 采用企业帮扶总额（资金投入和物资折款之和）加1取自然对数来衡量企业参与产业帮扶程度。

2. 企业竞争优势（CA）。 借鉴张旭等[29] 的衡量方法， 参考企业竞争力监测指标体系， 采用基础数据指标度量企业竞争优势。 即从规模、经济增长和效率等三个维度， 选取营业收入、净利润、净资产、近三年营业收入平均增长率、近三年净利润平均增长率、净资产收益率、总资产收益率和全员劳动效率等八个指标， 将各原始指标值进行标准化处理后的数值进行加权计算汇总， 获得每家企业的竞争优势数值[30] 。

3. 高管社会资本（SC）。 根据我国的制度背景和数据的可获取性， 本文将公司董事长、CEO和CFO三个关键职位定义为公司高层管理者。 借鉴游家兴和刘淳[31] 的做法， 从关系网络和声誉机制视角将高管社会资本分为高管网络资本（SCN）和高管声誉资本（SCR）两种类型， 采用赋值法反映高管的社会资本水平。 具体为：

（1）高管网络资本（SCN）。 从企业高管纵向、横向关系网络视角来衡量高管社会资本的规模与地位， 具体包括： ①是否兼任或曾任其他企业、金融机构职务， 是赋值为1， 否赋值为0; ②现兼任或曾任政府部门职务、人大代表或政协委员、科研院所职务， 按级别赋值， 国家、中央及以上赋值为4， 省级赋值为3， 地市级赋值为2， 县级及以下赋值为1， 否则赋值为0; ③现兼任或曾任高等学校职务， 按高校的主管部门级别赋值， 中央部委直属赋值为4， 省部共建赋值为3， 省属赋值为2， 市属赋值为1， 否则赋值为0。

（2）高管声誉资本（SCR）。 从声誉机制视角反映高管在社会中所获得的信任度， 具体包括： ①曾获业绩称号、劳动模范、先进个人、红旗手等称号; ②曾获技术创新和科技进步等奖励; ③曾获慈善公益类表彰; ④曾获政府特殊津贴。 以上国家级赋值为4， 省级赋值为3， 地市级赋值为2， 县级及以下赋值为1， 否则赋值为0。

根据上述赋值， 可分别得到每家企业三名高管的网络资本和声誉资本的得分， 再进行加总， 从而获得每家企业的高管社会资本的总分值。

（三）模型构建

为了检验假说1、假说3， 构建如下模型（1）：

CAit=β0+β1IA+β2SCit+β3IAit×SCit+

+εit  （1）

其中： 被解释变量为企业竞争优势（CAit）; 解释变量分别为企业参与产业帮扶（IAit）、高管社会资本（SCit）及其交乘项。 在实证检验中将高管社会资本（SCit）分为高管网络资本（SCNit）、声誉资本（SCRit）加以研究。

为控制变量， 本文选取了以下控制变量： 企业规模（Size）， 以期末总资产的自然对数衡量; 产权性质（Soe）， 国有企业取1， 非国有企业取0; 上市年龄（Age）， 企业当年年份与上市年份之差; 成长性（Grow）， 营业收入增长率; 财务杠杆（Lev）， 资产负债率; 现金流量（Cash）， 期末经营活动产生的现金流量净额/期末总资产; 总资产周转率（Tato）， 期末营业收入/期末总资产; 股权集中度（Top）， 第一大股东持股比例; 董事会规模（Board）， 董事会总人数; 独立董事比例（Indep）， 独立董事人数/董事会总人数; 监事会规模（Sup）， 监事会总人数; 市场化进程（Mi）， 如果样本公司注册地属于当年市场化指数大于中位数的省份取1， 否则取0。 同时， 设置了年度哑变量（Year）和行业哑变量（Ind）。

为了检验假说2， 构建如下模型（2）：

IAit=β0+β1SCit+              +εit  （2）

其中： 被解释变量为企业参与产业帮扶（IAit）; 解释变量为高管社会资本（SCit）;          为控制变量， 同模型（1）。

五、实证检验结果及分析

（一）描述性统计

表1列示了各变量的描述性统计结果。 从表1中可知， 企业竞争优势（CA）均值为-0.0163， 中位数为-0.0321， 表明样本企业的竞争优势大多数处于较低位; 其最大值、最小值分别为1.3543、

-0.8824， 表明样本企业竞争优势存在较为突出的个体差异。 样本期间企业参与产业帮扶的样本数仅占17.88%， 企业参与产业帮扶投入（IA）的均值为0.7944， 表明企业参与产业帮扶力度偏小; 其最大值、最小值分别为8.0782、0， 说明企业参与产业帮扶的投入存在较大的差异。 高管社会资本（SC）的均值为5.5719， 从其最大值、最小值来看， 企业高管所拥有的社会资本水平尚可， 但样本间差异较大。 其中， 高管网络资本（SCN）的均值为4.6003， 中位数为3， 表明大部分企业高管拥有一定的社会关系网络; 高管声誉资本（SCR）的均值为0.9746， 中位数为0， 表明绝大部分的企业高管没有获得相关的荣誉。

（二）回归结果分析

表2中列（1）报告了企业参与产业帮扶与竞争优势之间的回归结果。 由F值可知， 模型回归结果是显著有效的; Adj. R2值为0.4206， 显示模型的拟合效果较好; DW检验值接近2， 表明模型不存在自相关问题。 由表2可知， 企业参与产业帮扶（IA）的系数为0.0109， 且在1%的水平上显著， 即企业参与产业帮扶投入越多， 越有利于提高企业竞争优势， 假说1得到验证。

表2中列（2） ～ （4）报告了高管社会资本与企业参与产业帮扶之间的回归结果， 列（2） ～ （4）的解释变量分别为高管社会资本（SC）、高管网络资本（SCN）和高管声誉资本（SCR）。 从表2可知， 三个模型的拟合效果尚可， 模型回归结果均是显著有效的， 不存在序列自相关问题。 从列（2）可知， 高管社会资本（SC）的系数为0.0154， 且在1%的水平上显著， 表明高管社会资本对企业参与产业帮扶具有显著的正向影响; 在列（3）、（4）中， 高管网络资本（SCN）的系数显著为正， 而高管声誉资本（SCR）的系数为正， 但不显著， 从前文可知， 高管声誉资本的均值不高， 可能对企业参与产业帮扶的促进作用有限。 可见， 高管所拥有的社会资本越多， 越能促进企业投入更多的产业帮扶资金， 支持了假说2。

表3报告了高管社会资本、企业参与产业帮扶与竞争优势之间的回归结果。 从表3可知， 三个模型的拟合效果较好， 模型回归结果均是显著有效的， 不存在序列自相关问题。 从列（1）可知， 企业参与产业帮扶与高管社会资本的交乘项（IA×SC）的系数为0.0008， 且在1%的水平上高度显著， 假说3得到验证。 从列（2）、（3）可看出， 企业参与产业帮扶与高管网络资本、高管声誉资本的交乘项（IA×SCN、IA×SCR）的系数均为正且显著， 假说3再次得到验证， 即高管社会资本和企业参与产业帮扶对竞争优势的提升具有协同效应。

（三）稳健性检验

为了验证上述实证结果的可靠性， 本文进行以下几个方面的稳健性检验。

1. 滞后性检验。 考虑到高管社会资本、企业参与产业帮扶对竞争优势影响的时滞性， 本文对检验模型中被解释变量、解释变量和控制变量考虑滞后一期的时间间隔。 表4、表5报告了滞后一期的回归结果。 从表4的列（1）可知， 高管社会资本（SCt-1）的系数显著为正。 从表5的列（1）可知， 企业参与产业帮扶（IAt-1）的系数亦显著为正。 从表5的列（2） ～ （4）可知， 企业参与产业帮扶与高管社会资本、网络资本、声誉资本的交乘项（IA×SCt-1、IA×SCNt-1、IA×SCRt-1）的系数均为正且显著， 说明上述研究结论是稳健的。

2. 内生性检验。 本文对可能存在的内生性问题进行检验。 由于参与产业帮扶是企业履行社会责任的重要表现之一， 因此， 借鉴冯丽艳等[32] 的做法， 选取注册地属于同一省份的其他企业的产业帮扶投入加1取自然对数的分年度均值（Pro_IA）作为工具变量， 采用两阶段最小二乘法回归对论文主体假说1和假说3的内生性问题进行检验。 在第一阶段， 得到企业参与产业帮扶的拟合值（P_IA）， 再将该拟合值代入前述模型（1）进行第二阶段的回归， 回归结果如表6所示。 从表6可知， 在控制内生性后， 第二阶段列（2）中的企业参与产业帮扶（P_IA）与竞争优势之间呈显著正相关关系; 列（3） ～ （5）中的企业参与产业帮扶与高管社会资本的交乘项的系数均显著为正， 说明本文研究结论是稳健的。

3. 替换关键变量的表征指标。 首先， 替换被解释变量竞争优势的表征指标。 借鉴李庆华和胡建政[33] 的做法， 采用托宾Q衡量企业竞争优势。 重新对上文的研究假说1、假说3进行检验， 回归结果与前文结论基本一致。 其次， 替换企业参与产业帮扶的表征指标。 采用虚拟变量界定企业参与产业帮扶， 即当年参与产业帮扶的企业赋值为1， 否则赋值为0。 重新对上文的研究假说1 ～ 假说3进行检验， 回归结果与前文结论一致。 最后， 替换高管社会资本的表征指标。 将企业高管社会资本分值不为0的样本以三分位数为标准分为低、中、高三组， 分别赋值1、2、3; 高管网络资本和声誉资本亦采用同样的赋值方法， 重新对上文的研究假说2、3进行检验， 回归结果与前文结论基本一致， 说明上述研究结果是稳健可靠的（限于篇幅， 该部分稳健性检验未报告回归结果， 相关表格留存备索）。

六、拓展性分析

（一）产权性质的不同

基于我国特殊的经济制度背景， 因产权性质的不同， 企业的经营目标和投融资决策具有异质性。 参与产业帮扶作为企业的战略投资决策之一， 也可能受到产权性质的影响。 因此， 将研究样本按产权性质划分为国有企业样本与非国有企业样本， 并分别进行检验， 回归结果如表7、表8所示。

表7报告了高管社会资本与企业参与产业帮扶的分组回归结果。 列（1） ～ （3）是国有样本的回归结果， 列（4） ～ （6）是非国有样本的回归结果。 由表7可知， 高管社会资本（SC）的系数均显著为正， 说明在不同产权性质下， 高管社会资本均对企业参与产业帮扶具有促进作用; 与非国有企业样本相比， 国有企业高管社会资本对企业参与产业帮扶的促进作用更显著。

表8报告了高管社会资本、企业参与产业帮扶与竞争优势的分组回归结果。 從表8列（1）、（5）可知， 企业参与产业帮扶（IA）的系数均显著为正， 相较而言， 国有企业参与产业帮扶对其竞争优势的提升效应更显著。 从表8列（2）、（6）可知， 国有企业参与产业帮扶与高管社会资本的交乘项（IA×SC）的系数显著为正， 而非国有企业中该系数为正但不显著。 这可能源于履行社会帮扶责任是国有企业与生俱来的使命， 而国有企业的特有属性意味着高管拥有更多的纵向、横向关系网络， 可直接获取更多的信息和资源便利， 促使其增加产业帮扶投入， 从而为企业竞争优势的获得奠定基础。

（二）市場化进程的不同

不同省份不同地区可能呈现出不同的市场化进程， 而市场化进程的差异所形成的市场环境对企业经营活动产生不同的影响， 亦可能对企业参与产业帮扶、竞争优势的获得产生异质性影响。 因此， 按年度将市场化指数大于中位数的省份作为高市场化进程地区， 反之则界定为低市场化进程地区， 并根据公司注册地所在省份将企业样本分成高市场化进程地区样本和低市场化进程地区样本。 回归结果如表9、表10所示。

表9报告了高管社会资本与企业参与产业帮扶的分组回归结果。 表9列（1） ～ （3）是高市场化进程地区样本的回归结果， 列（4） ～ （6）是低市场化进程地区样本的回归结果。 由表9列（1）、（4）可知， 高管社会资本（SC）的系数均显著为正， 说明在不同市场化进程中， 高管社会资本与企业参与产业帮扶之间均呈正相关关系。

表10报告了高管社会资本、企业参与产业帮扶与竞争优势的分组回归结果。 列（1） ～ （4）是高市场化进程样本的回归结果， 列（5） ～ （8）是低市场化进程样本的回归结果。 从表10列（1）、（5）可知， 企业参与产业帮扶（IA）的系数均显著为正; 与低市场化进程地区相比， 高市场化进程样本企业参与产业帮扶对竞争优势的提升效应更显著。

从表10的列（2） ～ （4）可知， 高市场化进程样本企业参与产业帮扶与高管社会资本、高管网络资本、高管声誉资本的交乘项（IA×SC、IA×SCN、IA×SCR）的系数均显著为正; 而在列（6） ～ （8）低市场化进程样本企业中， 这些系数均为负但不显著。 这表明， 高市场化进程样本企业高管社会资本能强化企业参与产业帮扶与竞争优势之间的正相关性， 而低市场化进程样本企业高管社会资本未产生调节效应。 这可能源于以下原因： 随着市场化进程的加快， 企业所受到的政府干预减少， 要素市场和产品市场得以完善， 提升了资源配置效率; 非国有经济不断发展， 企业间竞争更加激烈， 而法治化水平的提高使得企业将面临更严格的规制监管， 推动企业承担更多的社会责任; 良好的法律制度和市场环境下， 信息传导机制更加完善、信息透明度进一步提升， 使得高管社会资本对资源获取和信息传导的作用更显著， 从而强化了企业参与产业帮扶与竞争优势间的关系。 而在市场化进程低的地区， 过多的政府干预限制了企业和经济的发展; 法治水平不高， 企业间缺乏竞争， 企业履行社会责任的积极性降低; 如果企业参与产业帮扶， 可能会占用企业资源， 不利于赢得竞争优势; 信息不透明， 不能有效配置资源， 交易成本高， 使得高管利用社会资本获取资源的能力下降， 从而不能对企业参与产业帮扶与竞争优势间的关系产生影响。

七、结论与建议

本文以2014 ～ 2018年我国A股上市公司为研究样本， 从关系网络和声誉机制视角界定高管社会资本， 考察了高管社会资本、企业参与产业帮扶与竞争优势之间的关系。 研究发现： 第一， 企业积极参与产业帮扶有利于竞争优势的提升; 与非国有企业相比， 国有企业参与产业帮扶对其竞争优势的提升效应更显著。 第二， 高管拥有社会资本有利于加大企业参与产业帮扶力度， 并强化企业参与产业帮扶与竞争优势之间的正相关性， 即高管社会资本和企业参与产业帮扶具有协同效应。 第三， 高管社会资本对企业参与产业帮扶与竞争优势间的作用因产权性质和市场化进程的不同而具有异质性。 在高市场化进程样本、国有性质样本企业中， 高管社会资本强化了企业参与产业帮扶与竞争优势之间的正相关性， 而低市场化进程样本、非国有性质样本企业高管社会资本的作用不显著。

基于此本文提出如下建议： 首先， 鼓励企业继续加大参与产业帮扶力度， 创新帮扶机制， 与全面推进乡村振兴战略有效接续， 以巩固脱贫攻坚成果。 其次， 构建政企合作关系， 阻断返贫路径， 开展防返贫项目合作和资源共享， 让企业在防返贫帮扶中获取竞争优势， 促进企业发展与乡村振兴的共赢。 再次， 注重对高管社会资本的培育。 高管可积极搭建、经营和维护与其他企业、金融机构、政府、高校及科研机构等之间的关系网络， 以拥有丰富的社会资本， 强化企业参与产业帮扶治理所形成的竞争优势。 最后， 优化制度环境， 推进市场化进程; 各地区应结合实际情况因地制宜， 出台惠农惠民、产业发展、金融支持等相关扶持政策， 激发企业参与产业帮扶的积极性。

【 主 要 参 考 文 献 】

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【基金项目】国家自然科学基金面上项目“中国上市公司绿色治理问题研究：观测指标、外部驱动因素与经济后果”（项目编号：71972041）

【作者单位】福州大学经济与管理学院， 福州 350108