企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性

李世刚 鲁逸楠 章卫东

(江西财经大学会计学院，江西 南昌 330013)

一、引言

贫困是人类社会的顽疾，消灭贫困是新中国成立以来的不懈追求。在习近平总书记提出“实事求是、因地制宜、分类指导、精准扶贫”的扶贫思想后，党和国家制定了精准扶贫的具体方略，并号召社会各界参与这项伟大工程。2021年，我国脱贫攻坚战取得全面胜利，此后进入持续巩固拓展脱贫攻坚成果、有序推进乡村振兴的新阶段。在国家政策的引导下，企业越来越成为精准扶贫中的一支重要力量。根据本文统计的结果，2016—2020年参与精准扶贫的A股上市公司数量分别为568、807、1032、1129和1245家，呈快速增加趋势。然而，与传统的以捐赠为主要形式的社会责任不同，精准扶贫以产业扶贫为主要模式，鼓励企业投入人力、物力、财力进行点对点持续性帮扶，使得参与精准扶贫成为一项长期性、持续性的活动。在这一过程中，参与精准扶贫的企业需按相关规定披露扶贫信息并得到更多的媒体关注，深刻改变了企业的内外部治理环境，进而对企业行为产生深远影响。

学术界对企业参与精准扶贫的经济后果展开了一系列研究，主要从融资约束和财务绩效等直接经济效益角度展开，较少文献关注薪酬契约等内部治理问题。高管薪酬契约是影响企业代理问题的重要因素，现有文献主要从有效契约理论和薪酬寻租理论解释其影响机理。有效契约理论认为，高管薪酬契约的设计是为了降低管理层和股东之间的代理问题，促进双方利益趋于一致；而薪酬寻租理论或辩护理论认为，高管薪酬契约本身就是代理成本的一部分，高管可以对其薪酬进行辩护。参与精准扶贫是企业响应党和政府号召的自发行为和履行社会责任的重要体现，但也可能成为管理层进行薪酬辩护的工具。因此，企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性之间的关系并不能通过简单的逻辑推理得出确定性结论，需要严密的实证检验进行验证。在中国特殊制度环境下，企业参与精准扶贫也为上述两种对立观点的争论提供了绝佳的实验条件。

基于此，本文以2016—2020年我国A股上市公司为样本，实证检验企业参与精准扶贫对高管薪酬契约的影响。本文的贡献主要体现为：第一，丰富了企业参与精准扶贫经济后果方面的研究。现有企业参与精准扶贫经济后果的文献主要关注企业绩效(胡浩志和张秀萍，2020)[15]、企业风险(甄红线和王三法，2021)[41]、融资约束(潘健平等，2021)[25]和企业创新(易志高等，2021)[37]等方面，鲜有学者研究企业参与精准扶贫对公司代理问题的影响。本文的研究为企业参与精准扶贫的经济后果研究提供了高管薪酬契约方面的增量文献贡献，同时也为有效契约观和薪酬辩护观之间的争论提供了基于中国独特制度背景的证据。第二，从信息不对称和媒体报道角度检验了企业参与精准扶贫影响高管薪酬契约的作用机制，揭开了社会责任履行影响内部治理机制的“黑箱”。第三，发现了企业参与精准扶贫和乡村振兴都有助于提高薪酬契约有效性，这为鼓励企业接续参与推进乡村振兴提供了重要的经验证据。

二、文献回顾与假设提出

(一)文献综述

1.企业参与精准扶贫研究

现有关于企业参与精准扶贫的研究主要关注参与动因和经济后果。在参与动因方面，主要可分为道德动因、利益动因和政治动因。关于道德动因的研究主要从股权性质和高管个人经历角度展开，杜世风等(2019)[11]发现，国有企业的公有制属性对社会责任的履行提出了更高要求，国有企业更愿意参与扶贫且投入力度更大；何康等(2022)[14]发现高管具有贫困经历或学术背景的企业更乐于参与扶贫。利益动因包含企业和高管两个层面。从企业层面看，重污染行业、消费者敏感型和多元化经营的企业出于提高企业声誉的需要，更愿意参与精准扶贫(任长秋和王钊，2020)[27]；对于民营企业，参与精准扶贫的目的是获得政府补贴、减少融资约束、享受税收优惠(王帆等，2020)[32]。从个人层面看，年龄较大和两职合一的高管会通过参与精准扶贫获得媒体关注，提高自身声誉以维持影响力(任长秋和王钊，2020)[27]。在政治动因的研究上，现有研究发现企业所在地区领导人是新官上任或有意谋求晋升，该地区企业更有可能参与精准扶贫(Chang et al.，2020)[2]；地方财政压力较大的地区，当地企业更可能被政府动员参与精准扶贫(聂军等，2020)[24]。

在企业参与精准扶贫的经济后果方面，目前研究结论大多偏正面。在融资方面，参与精准扶贫的企业获得了更多的商业信用和政府补助，有效缓解了企业融资约束并降低了融资成本(潘健平等，2021；Zhao et al.，2022)[25][10]。在投资方面，甄红线等(2022)[40]发现参与精准扶贫能够显著提高企业投资效率，且该影响在非国有企业中更为显著。还有文献发现精准扶贫能够提高企业绩效和公司价值，促进股东财富增长(胡浩志和张秀萍，2020；潘健平等，2021)[15][25]。此外，现有研究还发现参与精准扶贫会对企业创新产出(易志高等，2021)[37]、短期股票收益(Qiao et al.，2021)[9]、供应链优势(关静怡等，2021)[13]等方面产生正面影响。

2.高管薪酬契约研究

有效契约观认为，将管理层薪酬与企业业绩关联，能够有效缓解股东与管理层之间的利益冲突，使两者之间的代理成本最小化，激励管理层为股东财富最大化勤勉尽职地工作(Jensen and Murphy，1990)[8]。因此，高管薪酬与企业业绩之间的关联度，即薪酬-业绩敏感性成为高管薪酬契约的核心。然而，随着与企业业绩不相符的过高薪酬现象不断出现，高管薪酬契约的有效性受到了大众的质疑。在此背景下，谢德仁等(2012)[34]提出了薪酬辩护观，该理论认为管理层有动机对当前和未来薪酬的增长做出结果合理性或程序合理性的辩护，以消除媒体舆论的质疑和大众的不满。部分学者从不同视角对薪酬辩护观进行了检验，罗宏等(2014)[20]发现，管理层会通过政府补助获得超额薪酬，并对提高高管薪酬-业绩敏感性进行薪酬辩护；缪毅和胡奕明(2016)[23]发现，管理层会通过盈余管理和调整业绩指标权重等手段粉饰业绩，为当前和未来薪酬的提高提供辩护空间；大股东掏空和履行社会责任也会成为管理层薪酬辩护的理由(孙园园等，2017；王新等，2015)[29][33]。

大量学者还从公司会计信息质量、公司治理、外部监督、高管特征等方面探讨了影响高管薪酬契约有效性的因素。会计信息质量在高管薪酬契约中发挥至关重要的作用，盈余稳健性(Iyengar and Zampelli，2010)[7]、盈余持续性(Baber et al.，1998)[1]和会计信息可比性(唐雪松等，2019)[31]的提高均能显著促进高管薪酬-业绩敏感性的上升。在公司治理方面，高质量的内部控制能够提高高管薪酬-业绩敏感性并降低薪酬粘性(罗正英等，2016)[22]，高独立性的薪酬委员会能降低高管薪酬水平，并提高薪酬-业绩敏感性(Chhaochharia and Grinstein，2009)[3]。企业外部监督方面，媒体关注会引导公众进行监督，提高企业舆论压力，改善高管薪酬契约有效性(罗进辉，2018)[21]，而机构投资者能够显著提高民营企业的高管薪酬-业绩敏感性，降低薪酬粘性(张敏和姜付秀，2010)[39]。从高管特征角度看，高管权力越大，高管薪酬与操纵业绩的敏感性越高，高管借此获得超额收益(权小锋等，2010)[26]；高管年龄越大，越可能通过积累的政治资本对薪酬契约施加影响，导致薪酬契约有效性被削弱(李四海等，2015)[18]。

(二)研究假设

高管薪酬契约是为了缓解企业所有者和管理者之间利益冲突的薪酬协议，由于涉及双方利益，股东和管理层均会通过各种手段对高管薪酬契约的有效性施加影响。股东会利用行业可比信息(唐雪松等，2019)[31]、外部监督机制(罗进辉，2018)[21]来约束管理层的寻租行为，而管理层则会以大股东掏空(孙园园等，2017)[29]、履行社会责任(王新等，2015)[33]等为由进行薪酬辩护。企业参与精准扶贫对高管薪酬契约具有两方面的可能影响：一方面，参与精准扶贫会释放大量财务与非财务信息，降低股东与管理层之间的信息不对称，同时提高媒体关注水平，强化治理效应；另一方面，参与精准扶贫会导致企业资源的流出，而高管为了维护自身利益，可能以此为由进行薪酬辩护，削弱高管薪酬契约有效性。本文分别从有效契约观和薪酬辩护观阐述参与精准扶贫对高管薪酬契约有效性的影响。

1.企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性：基于有效契约观

有效契约观认为，企业所有者出于减少股东与管理层之间代理成本的考虑，通过设计合理的高管薪酬契约以缓解两者之间的目标不一致问题(Jensen and Murphy，1990)[8]。然而，股东与管理层之间存在信息不对称，导致股东无法完全识别管理层的勤勉程度，且识别过程很容易受到管理层的干扰，从而影响了薪酬契约的有效性。因此，股东需要运用高质量的财务与非财务信息，缓解信息不对称问题，保障薪酬契约的合理制定和有效执行。我国监管机构对企业精准扶贫的信息披露提出了规范性要求，根据沪、深交易所发布的《关于进一步完善上市公司扶贫工作信息披露的通知》和《关于做好上市公司扶贫工作信息披露的通知》，参与精准扶贫的企业被要求在统一的披露口径下，以财务报告、临时报告的形式持续披露公司参与精准扶贫的投入和成果，便于利益相关者了解企业精准扶贫的实际情况。宋献中等(2017)[28]的研究表明，企业履行社会责任的信息披露向利益相关者提供了更多私有信息，有效降低了信息不对称水平。因此，企业精准扶贫的信息披露会缓解股东与管理层之间的信息不对称，有利于股东准确识别管理层的努力程度，确定合理水平的高管薪酬，从而提高高管薪酬契约的有效性。

企业参与精准扶贫会得到更多的媒体关注。媒体关注在公司治理中具有显著监督功能，能够提高治理缺陷被曝光的可能性(Dyck et al.，2008)[5]。当高管薪酬与企业业绩不匹配的情况出现时，媒体会进行负面报道并督促企业将高管薪酬向合理水平调整(杨德明和赵璨，2012)[36]，增强高管薪酬与企业业绩的正向关系，提高薪酬-业绩敏感性。因此，企业参与精准扶贫行为带来的媒体关注会提高高管薪酬契约执行过程受到的监督力度，降低与业绩不符的高管薪酬出现的可能性。同时，正如孔东民等(2013)[16]的研究发现，新闻媒体对企业的持续报道，还会吸引证券分析师和机构投资者等其他外部监督力量的关注，从整体上强化企业所受到的外部监督约束。

2.企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性：基于薪酬辩护观

根据薪酬辩护观，管理层有动机为避免薪酬水平下降，对薪酬的结果合理性进行辩护。精准扶贫以产业扶贫为主要模式，需要企业进行长期、持续的大量资源投入。因此，企业扶贫投入可能无法在短期内带来经济利益，反而会导致企业效率下降，降低企业业绩表现。高管薪酬契约将高管薪酬与企业业绩进行捆绑，企业业绩下降将使高管薪酬减少，管理层会以履行社会责任和其他不可控因素为由，为自身薪酬提供辩护(谢德仁等，2012)[34]。此时，响应式参与精准扶贫可能会成为管理层解释业绩下降而进行薪酬辩护的理由，导致高管薪酬与企业业绩的正向关系削弱，高管薪酬-业绩敏感性降低。

参与精准扶贫还能转移公众对高管薪酬的注意力，降低薪酬辩护被识别的可能性。随着网络媒体的发展，与业绩不匹配的高管薪酬会吸引公众的广泛关注，对企业和管理层声誉造成不利影响。高管需要向媒体和公众证明薪酬水平的合理性，以消除负面舆论(谢德仁等，2012)[34]。因此，公众对企业高管薪酬问题的关注度，成为高管能否成功进行薪酬辩护的重要因素，这是因为薪酬问题引起的负面舆论越大，公众关注度越高，高管薪酬辩护的难度越高。现有研究指出，企业会通过履行社会责任转移公众注意力，避免企业内部问题引起社会舆论(高勇强等，2012)[12]，从而使得社会责任成为了管理层机会主义行为的遮掩工具(Hemingway and Maclagan，2004)[6]。根据有限注意力理论，公众的注意力会集中在具有较大影响力的事件上，对于影响力较弱的事件则关注不足。由于精准扶贫政策受到了公众的广泛关注，企业精准扶贫行为势必会受到媒体的广泛报道，吸引公众有限的注意力，降低高管薪酬问题被媒体关注的程度，从而提高高管薪酬辩护的成功概率，使得高管更容易获取与业绩不符的薪酬，也会降低高管薪酬-业绩敏感性。

基于上述分析，本文提出对立假设：

H1a：其他条件不变的情况下，企业参与精准扶贫提高了高管薪酬-业绩敏感性。

H1b：其他条件不变的情况下，企业参与精准扶贫降低了高管薪酬-业绩敏感性。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

沪、深交易所于2016年12月发布通知，对上市公司精准扶贫的信息披露做出了规范性要求。因此，本文选择2016—2020年所有A股上市公司为初始样本。依照研究惯例，本文剔除：金融、保险类公司观测值；资产负债率大于1的公司观测值；被ST、PT等特别处理的公司观测值；相关变量缺失的公司观测值，最终得到14603个观测值。ST、PT及最终控制人数据来源于CCER数据库，媒体关注数据来自于中国研究数据服务平台，其他数据来自于国泰安数据库。此外，为了降低极端值的影响，本文对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。

(二)模型及变量说明

为检验企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性的关系，借鉴刘慧龙(2017)[19]和岳佳彬等(2021)[38]的做法，本文构建模型(1)进行检验：

其中，Pay为高管薪酬指标，借鉴谢德仁等(2012)[34]和唐雪松等(2019)[31]的做法，由薪酬最高的前三名董事、监事和高级管理人员薪酬的自然对数(Lnpay1)和薪酬最高的前三名高级管理人员薪酬的自然对数(Lnpay2)两种指标衡量。Perfor为公司业绩指标，借鉴刘慧龙(2017)[19]、孙泽宇和齐保垒(2021)[30]做法，采用营业利润与总资产之比(Croa)和息税前利润与总资产之比(Ebit)衡量。Tpa为企业精准扶贫指标，借鉴甄红线和王三法(2021)[41]、岳佳彬等(2021)[38]的做法，采用三种指标衡量，一是上市公司是否参与精准扶贫(Tpa1)，二是上市公司扶贫资金和物资折款加1的自然对数(Tpa2)，三是上市公司扶贫资金和物资折款与营业总收入之比(Tpa3)，为避免该指标数值过小，将其乘以100，该处理并不会改变数据结构。

在控制变量方面，借鉴刘慧龙(2017)[19]和李世刚(2021)[17]的做法，本文选取公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、营业收入增长率(Growth)、经营活动现金流比例(Ocf)、股权集中度(First)、董事长和总经理两职合一情况(Dual)、董事会规模(Board)、独立董事比例(Ihdr)、高级管理人员规模(Mansum)、高级管理人员持股比例(Mansh)、事务所规模(Big4)、最终控制人性质(State)、注册地市场化指数(Mkt)。同时，本文还控制了行业和年度效应。变量具体定义如表1所示。

表1 变量定义

(三)变量的描述性统计

表2列示了变量的描述性统计结果，可以发现，Tpa1的均值为0.2550，说明样本中25.50%的公司参与精准扶贫。高管薪酬、公司业绩等变量的差异较大，控制变量的描述性统计结果与已有文献基本一致。

四、实证结果与分析

(一)企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性

表3列示了企业参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性的回归结果。高管薪酬指标Lnpay1与业绩指标Croa在1%水平下显著正相关，表明高管薪酬与公司业绩确实存在敏感性，企业参与精准扶贫各变量Tpa1、Tpa2与业绩指标Croa的交乘项Croa×Tpa1、Croa×Tpa2的系数均在1%水平下显著为正。图1展示了参与精准扶贫对高管薪酬契约的边际效用，可以发现，随着企业参与精准扶贫和精准扶贫投入的提高，企业业绩对高管薪酬的边际影响逐渐上升。以上结果表明，企业参与精准扶贫能够显著提高高管薪酬-业绩敏感性，假设H1a获得经验证据的支持。

图1 企业参与精准扶贫与高管薪酬-业绩敏感性

表3 企业参与精准扶贫与高管薪酬-业绩敏感性的回归结果

(二)稳健性检验

1.更换高管薪酬衡量指标

针对前文采用薪酬最高的前三名董事、监事和高级管理人员薪酬的自然对数Lnpay1作为高管薪酬水平的衡量指标，本文借鉴唐雪松等(2019)[31]的做法，采用薪酬最高的前三名高级管理人员薪酬的自然对数Lnpay2作为高管薪酬水平的衡量指标进行稳健性检验，检验结果如表4第(1)列所示。可以发现，交乘项Croa×Tpa1的系数在1%水平下显著为正，表明采用Lnpay2作为高管薪酬水平的衡量指标后，假设H1a依然得到经验证据的支持。

2.替换公司业绩衡量指标

针对前文采用总资产营业利润率Croa作为企业业绩的衡量指标，本文借鉴孙泽宇和齐保垒(2021)[30]的做法，采用总资产息税前利润率Ebit作为企业业绩的衡量指标进行稳健性测试。回归结果如表4第(2)列所示，交乘项Ebit×Tpa1的系数在1%水平下显著为正，表明采用Ebit作为企业业绩的衡量指标后，假设H1a依然成立。

3.替换企业参与精准扶贫衡量指标

针对前文的基准回归以上市公司是否参与精准扶贫Tpa1和上市公司扶贫资金和物资折款加1的自然对数Tpa2作为企业参与精准扶贫的衡量指标，本文借鉴甄红线和王三法(2021)[41]的做法，采用上市公司扶贫资金和物资折款与营业总收入之比×100(Tpa3)衡量企业精准扶贫，重新进行回归，回归结果如表4第(3)列所示。可以发现，交乘项Croa×Tpa3的系数在5%水平下显著为正，表明替换企业精准扶贫衡量指标后，企业精准扶贫依然能够提高高管薪酬契约有效性，假设H1a再次得到支持。

表4 稳健性检验的回归结果

4.工具变量法

从前文可以发现，参与精准扶贫能够显著提高高管薪酬-业绩敏感性，但高管薪酬契约反映了公司代理问题，即薪酬契约越有效，企业代理成本越低，从而企业参与精准扶贫的积极性越高，这就使得研究可能存在反向因果关系。本文借鉴甄红线等(2022)[40]的做法，以2012年国务院扶贫办公布的各省份贫困县数量除以该省份县级行政区划数量，构造省份扶贫压力(Pov)工具变量，并进行2SLS回归，第二阶段回归结果如表4第(4)列所示。可以发现，在控制反向因果关系后，交乘项Tpa1×Croa的系数在1%水平下显著为正，表明采用Pov作为工具变量控制反向因果关系后，参与精准扶贫依然能够显著提高企业高管薪酬-业绩敏感性，前文结论依然成立。

5.PSM+DID

为控制遗漏变量和自选择问题，本文采用倾向得分匹配下的双重差分模型(PSM+DID)进行控制。具体而言，以参与精准扶贫的企业作为处理组，未参与精准扶贫的企业作为控制组，并进行倾向得分匹配(PSM)，匹配出与处理组匹配的控制组样本，之后进行双重差分(DID)检验。

其中，Treat为企业参与精准扶贫的虚拟变量，若企业参与精准扶贫赋值为1，否则为0；Post为时间虚拟变量，企业参与精准扶贫当年及以后年度赋值为1，否则为0；μ为公司个体效应。表4第(5)列列示了PSM+DID后的回归结果，可以发现交乘项Treat×Post×Croa的系数在10%水平下显著为正，说明采用PSM+DID控制内生性问题后，企业参与精准扶贫依然能够提高高管薪酬-业绩敏感性，前文结论依然成立。

6.其他内生性检验

为保证结果的可靠性，本文还进行了以下内生性检验：

第一，使用固定效应模型进行回归。前文的回归模型已经参考现有文献对可能影响高管薪酬的因素进行了控制，但仍无法控制潜在影响高管薪酬的全部因素。为了解决遗漏变量可能导致的内生性问题，本文使用固定效应模型对个体效应进行控制。

第二，使用Heckman两阶段回归缓解自选择问题。企业对是否参与精准扶贫具有较大的选择权，这就会产生参与精准扶贫与高管薪酬契约有效性之间存在自选择偏差。为了控制这种自选择对研究结论的影响，本文采用Heckman两阶段进行控制，在第一阶段中除了模型(1)的控制变量外，还加入剔除该公司的精准扶贫投入年度行业均值加1的自然对数作为工具变量，计算逆米尔斯比率IMR，并将其作为控制变量参与第二阶段的回归。

在进行上述稳健性检验后，参与精准扶贫仍然能显著提高高管薪酬-业绩敏感性，证实了研究结论的可靠性。

(三)企业参与精准扶贫影响高管薪酬契约有效性的机制分析

1.作用机制一：信息传递渠道

从前文的理论分析可以发现，企业精准扶贫行为可能通过促进信息披露、降低信息不对称水平来提高薪酬契约有效性。为检验上述机制，本文借鉴辛清泉等(2014)[35]的做法，使用盈余质量(Dechow and Dichev，2002)[4]、深交所上市公司年报信息披露质量评级、分析师跟踪数量、分析师盈余预测准确性和审计师是否来自国际“四大”这五项指标的百分等级的平均值Trans作为信息不对称水平的衡量指标，该指标越大，信息不对称水平越低。

表5列示了信息沟通中介效应的回归结果，从第(1)列可以发现，Tpa1与Trans显著正相关，表明企业参与精准扶贫能缓解信息不对称。第(2)列显示信息不对称指标与企业业绩变量的交乘项Trans×Croa与Lnpay1显著正相关，表明企业参与精准扶贫具有“信息传递”效应，能够降低信息不对称水平，从而提高薪酬契约有效性。

2.作用机制二：媒体关注渠道

前文的理论分析指出，企业参与精准扶贫会提高媒体关注度，加大企业外部约束，进而提高高管薪酬契约有效性。为验证上述分析，本文借鉴罗进辉(2018)[21]的做法，以企业当年新闻报道次数之和加1的自然对数Report衡量媒体关注水平，表5列示了媒体关注中介效应的检验结果。从第(3)列可以发现，Tpa1与Report显著正相关，表明企业参与精准扶贫的确会吸引媒体关注。第(4)列显示，媒体关注与企业业绩变量的交乘项Report×Croa与Lnpay1显著正相关，表明企业参与精准扶贫会提高媒体关注水平，进而提高薪酬契约有效性。

表5 企业参与精准扶贫影响高管薪酬契约有效性的机制分析

(四)产权性质、企业精准扶贫与高管薪酬契约有效性

一般而言，相对非国有企业，国有企业的精准扶贫参与工作更具有常态化，因此，参与精准扶贫产生的治理效应在非国有企业中更为显著。为了检验产权性质差异，本文进一步将样本分为国有企业组和非国有企业组，分别利用模型(1)进行回归，回归结果如表6所示。可以发现，在国有企业组内，交乘项Croa×Tpa1与Lnpay1负相关，但不显著；在非国有企业组内，交乘项Croa×Tpa1与Lnpay1显著正相关。上述结果表明，非国有企业参与精准扶贫具有治理效应。

表6 产权性质、企业精准扶贫与高管薪酬契约有效性

五、进一步研究

(一)企业参与精准扶贫与高管薪酬粘性

除了高管薪酬-业绩敏感性，高管薪酬粘性也是衡量薪酬契约有效性的一项重要指标。那么，企业参与精准扶贫是否会对高管薪酬粘性产生影响呢？为检验企业参与精准扶贫对高管薪酬粘性的影响，本文设计模型(3)进行检验：

其中，Down为业绩下降虚拟变量，当业绩下降时赋值为1，否则为0，其他变量定义如表1所示。

表7第(1)列列示了企业参与精准扶贫与高管薪酬粘性的回归结果，可以发现，Lnpay1与Croa显著正相关，业绩下降与业绩指标的交乘项Down×Croa的系数显著为负，说明业绩下降时高管薪酬-业绩敏感性下降，存在高管薪酬粘性；企业精准扶贫、业绩下降和业绩指标的交乘项Down×Croa×Tpa1的系数显著为正，说明企业参与精准扶贫降低了高管薪酬粘性，提高了薪酬契约有效性。

表7 进一步研究的回归结果

(二)企业参与乡村振兴与高管薪酬契约有效性

我国精准扶贫工作于2021年2月取得全面胜利，相关工作推进至乡村振兴这一崭新阶段。前文研究表明，企业参与精准扶贫能够产生良好的治理效应，提高高管薪酬契约有效性，那么，企业是否会继续参与乡村振兴工作？参与乡村振兴对高管薪酬契约的影响如何？

对此，本文手工整理2021年A股上市公司年报、ESG报告中的乡村振兴相关数据，并剔除金融业、ST及变量缺失等样本，最终得到4265个公司样本，其中参与乡村振兴的公司数量为1052家，且2020年参与精准扶贫的企业中86.65%的企业在2021年继续参与乡村振兴。为了检验企业参与乡村振兴对高管薪酬契约的影响，本文设计了模型(4)进行检验：

其中，Rr为乡村振兴指标，采用两种指标衡量，一是上市公司是否参与乡村振兴(Rr1)，二是上市公司乡村振兴投入加1的自然对数(Rr2)，其余变量定义与模型(1)相同。

表7第(2)(3)列列示了企业参与乡村振兴与高管薪酬契约有效性的回归结果，可以发现，交乘项Croa×Rr1、Croa×Rr2的系数均显著为正，说明企业参与乡村振兴可以提高高管薪酬契约有效性，进一步验证了企业参与精准扶贫治理效应的持续性。

六、结论与建议

本文从企业参与精准扶贫视角出发，以2016—2020年我国A股非金融类上市公司为样本，实证检验企业参与精准扶贫对高管薪酬契约有效性的影响。实证结果显示，企业参与精准扶贫能够产生治理效应，降低信息不对称并加强媒体监督力度，从而提高高管薪酬-业绩敏感性，提升高管薪酬契约有效性。异质性分析发现，参与精准扶贫对高管薪酬契约的治理效应存在于非国有企业。进一步研究发现，企业参与精准扶贫能够显著抑制高管薪酬粘性，且参与后续乡村振兴工作同样可以提高高管薪酬契约有效性。

基于上述研究发现，本文提出以下政策建议：

第一，要全面认识参与精准扶贫对上市公司的多维度影响。企业参与精准扶贫能够通过降低信息不对称和吸引媒体关注提高高管薪酬契约有效性，这就要求利益相关者对企业精准扶贫的认识不能仅停留在提升经营绩效和促进投融资等直接经济效益上，还要关注对企业内部治理产生的正面作用。第二，完善企业参与精准扶贫的信息披露机制。关于精准扶贫的信息披露能够缓解信息不对称问题，有助于利益相关者更加全面地了解企业经营状况。因此，监管机构可出台更规范的精准扶贫信息披露制度，提高扶贫投入和产出信息披露的完整性和准确性。第三，鼓励上市公司积极参与乡村振兴工作。企业参与精准扶贫的治理效应可以持续到乡村振兴工作中，因此，建议相关部门鼓励更多企业接续参与巩固拓展脱贫攻坚成果、乡村振兴等工程。■