黃 珺，李 云，段志鑫

（湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙 410082）

一、引 言

習近平總書記于2013年11月首次提出精準扶貧重要思想，指出扶貧政策和措施要針對真正的貧困家庭和人口，通過針對性幫扶從根本上消除致貧的各種因素和障礙，達到可持續(xù)脫貧的目標［1］。2016年9月，中國證監(jiān)會發(fā)布《關于發(fā)揮資本市場作用服務國家脫貧攻堅戰(zhàn)略的意見》，支持和鼓勵上市公司履行社會責任、參與脫貧攻堅。企業(yè)作為社會力量參與精準扶貧，在提高資源配置效率和扶貧精準度方面具有重要作用?！吨袊鲜泄揪珳史鲐毎l(fā)展報告（2018）》顯示583家公司披露了年度扶貧投入，總額64.62億元，平均1 108.39萬元。幫扶人數(shù)排名前十的公司共計幫扶超過50萬貧困人口，其中華能水電（600025）以幫助150 917人脫貧居首。與此同時，按照百分制核算綜合扶貧投入、成效和管理等指標，2017年中國A股主板上市公司精準扶貧發(fā)展指數(shù)為11.66分，整體政策響應水平一般，企業(yè)參與精準扶貧仍有較大空間。因此，探究影響企業(yè)精準扶貧行為的動因對全面打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，確保2020年農村貧困人口全部脫貧具有重要意義。

目前，學者們主要從承擔社會責任的道德動機［2-3］、追求利益的經濟動機［4-5］、維持政企關系的政治動機［6-8］等三方面闡述了企業(yè)精準扶貧的內在動機及其影響因素。參與精準扶貧是企業(yè)社會責任實踐的重要方式。媒體作為一種重要的外部治理機制，通過輿論監(jiān)督和信息傳遞作用對促進企業(yè)承擔社會責任有著重要影響［9-13］，那么媒體關注如何影響企業(yè)精準扶貧這一細分社會責任行為？目前參與精準扶貧行動的主力軍仍為國有企業(yè)，那么媒體關注對企業(yè)精準扶貧的影響在不同產權性質的企業(yè)中是否會有所不同？本文基于合法性視角，以2016-2018年全部A股上市公司為研究對象，實證分析媒體關注對企業(yè)精準扶貧行為的影響以及產權性質對兩者關系的調節(jié)作用，并進一步考察媒體關注對參與精準扶貧企業(yè)的扶貧力度和扶貧方式的影響。

本文研究的貢獻有如下方面：第一，已有企業(yè)社會責任影響因素的研究多關注企業(yè)履行社會責任的整體水平，本文考慮了企業(yè)精準扶貧這一細分社會責任行為，并在檢驗企業(yè)是否參與精準扶貧的基礎上，進一步對精準扶貧企業(yè)的投入水平和扶貧方式進行分析，豐富了企業(yè)社會責任的研究內容；第二，已有精準扶貧的研究主要關注扶貧政策的經濟后果，本文研究了影響企業(yè)參與精準扶貧的驅動因素，拓展了精準扶貧的研究視角；第三，本文檢驗了媒體關注影響企業(yè)精準扶貧的作用機制，分析了產權性質對媒體關注與企業(yè)精準扶貧關系的影響，并區(qū)分了媒體關注語調，豐富了精準扶貧影響因素的研究。

二、文獻回顧與研究假設

（一）媒體關注與企業(yè)精準扶貧

企業(yè)履行社會責任的行為主要由于制度壓力導致［14］，尤其是媒體、政府等關鍵外部利益相關者對企業(yè)施加的合法性壓力［15］。企業(yè)合法性是指在一個由規(guī)范、價值、信念等構成的社會體系中，企業(yè)的行為被認為是可取、恰當?shù)囊话愀兄图俣ǎ?6］。若企業(yè)缺乏必要程度的合法性，其生存將受到威脅，即面臨合法性壓力。媒體關注作為重要的外部監(jiān)督力量，通過輿論監(jiān)督和信息中介兩種機制促進企業(yè)完善治理水平和承擔社會責任。一方面，媒體通過揭發(fā)和曝光企業(yè)違規(guī)行為，發(fā)揮輿論監(jiān)督作用，向企業(yè)施加合法性壓力約束其不當行為。有研究發(fā)現(xiàn)，媒體關注有助于企業(yè)改正其環(huán)境污染、腐敗、濫用職權、會計欺詐等違規(guī)行為［9，17-19］。另一方面，媒體作為信息中介將企業(yè)的社會責任履行信息傳遞至市場和投資者，降低投資者和企業(yè)之間的信息不對稱程度，影響其對企業(yè)的認知和期望［20］。Lindgreen等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，媒體關注度越高的上市公司越在意其外部形象，也更加重視社會責任投入［21］。因此，媒體關注可以從兩個方面促進企業(yè)參與精準扶貧。第一，媒體關注度越高，企業(yè)面臨的輿論監(jiān)督壓力越大，公眾關注和政府監(jiān)管給企業(yè)帶來更大的合法性壓力；第二，企業(yè)參與精準扶貧可以向消費者、投資者、政府等傳遞其履行社會責任的積極信號，降低外部利益相關者對企業(yè)的信息不對稱程度，從而有助于企業(yè)建立良好的利益相關者關系，為企業(yè)帶來更多的消費者認可、更低的資本成本、更有力的政府支持等資源。也就是說，媒體關注度越高的企業(yè)越有動力積極參與精準扶貧。因此，本文提出假設1。

H1：媒體關注與企業(yè)精準扶貧參與意愿正相關。

（二）產權性質對媒體關注與企業(yè)精準扶貧之間關系的調節(jié)作用

有研究表明，受更多制度約束的國有企業(yè)在社會責任履行方面優(yōu)于非國有企業(yè)［22］。高敬忠等（2008）研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人性質對企業(yè)社會責任有顯著影響，我國國有企業(yè)在社會責任履行中一直處于主要地位［23］。崔秀梅等（2009）實證研究表明，國有企業(yè)在履行對股東、政府的社會責任方面比非國有企業(yè)更為顯著［24］。部分學者對不同企業(yè)參與精準扶貧的動機及影響因素進行了研究，張海鵬（2017）、張蒽（2018）的研究表明，國有企業(yè)與民營企業(yè)均會出于承擔社會責任的道德動機參與扶貧行動［2-3］。此外，劉磊等（2018）、賀林波等（2019）發(fā)現(xiàn)，追求利益的經濟動機促使民營企業(yè)長效穩(wěn)定地參與產業(yè)扶貧［4-5］。而閆東東等（2015）、賈雨佳（2018）則認為，國有企業(yè)迫于各級政府的政治壓力，會更加積極地落實精準扶貧政策［6-7］。張春敏等（2018）也指出，國有企業(yè)既要實現(xiàn)國有資產的保值增值，又要通過參與精準扶貧為實現(xiàn)全民“共同富?！碧峁┗A［8］。并且，國務院2016年發(fā)布《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃》，強化了國有企業(yè)在精準扶貧行動中的幫扶責任，要求央企深入推進定點扶貧行動，地方國企要積極承擔包村幫扶等扶貧任務。因此，相較于民營企業(yè)，國有產權性質決定了國有企業(yè)本身需要主動承擔更多的社會責任［25］，協(xié)助政府完成脫貧攻堅的目標。從而，媒體關注對國有企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響較小。民營企業(yè)市場性較好、決策機制簡潔［26］，在決定是否參與精準扶貧行動時更具靈活性，因而，媒體關注對民營企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響會強于國有企業(yè)。因此，本文提出假設2。

H2：相較于國有企業(yè)，媒體關注對民營企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響更顯著。

三、研究設計

（一）研究樣本和數(shù)據(jù)來源

2016年滬深交易所對上市公司履行扶貧社會責任的信息披露制定格式指引，公司開始在年報中披露扶貧信息，因此，本文以2016-2018年A股上市公司為樣本，并按以下標準進行篩選：①剔除金融業(yè)公司；②剔除ST、*ST公司；③剔除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終獲得由2 970家公司的7 876個樣本觀測值構成的非平衡面板樣本。數(shù)據(jù)來源主要包括：①媒體關注數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺的中國上市公司財經新聞數(shù)據(jù)庫；②企業(yè)精準扶貧數(shù)據(jù)與其他數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了排除異常值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行了縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)精準扶貧

本文采用三個變量來衡量企業(yè)精準扶貧行為，即企業(yè)精準扶貧參與意愿CPPA0、企業(yè)精準扶貧力度CPPA1與CPPA2。其中，CPPA0為虛擬變量，若公司當期參與了精準扶貧行動，則取值為1，否則為0。CPPA1為公司當期精準扶貧金額的水平值加1再取自然對數(shù)?？紤]不同企業(yè)的規(guī)模不同，本文還定義了消除規(guī)模影響的CPPA2，即公司當期精準扶貧金額與營業(yè)收入之比。

2.解釋變量：媒體關注

參考以往媒體關注的研究，本文采用公司的報刊財經新聞報道總數(shù)的自然對數(shù)Sumnews來衡量其媒體關注情況［27-28］。中國上市公司財經新聞數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的報刊財經新聞涵蓋600多家重要報紙媒體的新聞數(shù)據(jù)，其中，最主要的是包含了《證券時報》《中國證券報》《上海證券報》《證券日報》《中國經營報》《經濟觀察報》《21世紀經濟報道》《第一財經日報》等最具影響力的八大全國性財經日報，能夠較好地度量上市公司的媒體關注程度。

3.調節(jié)變量：產權性質

本文采用上市公司的實際控制人性質來判斷其是否為國有企業(yè)［29］。若公司的實際控制人性質為“國有企業(yè)”“行政機關、事業(yè)單位”“中央機構”“地方機構”，則其產權性質虛擬變量Soe取值為1，否則為0。

4.控制變量

本文控制了公司規(guī)模、財務杠桿等對企業(yè)社會責任行為具有重要影響的因素［29-32］，具體定義見表1所列。此外，考慮不同省份的經濟發(fā)展水平及精準扶貧壓力存在差異，可能會影響當?shù)仄髽I(yè)的精準扶貧行為，還控制了公司所在省份人均GDP的自然對數(shù)。本文所有的回歸均控制了年度與行業(yè)固定效應，以控制宏觀經濟變化與行業(yè)特征對企業(yè)精準扶貧行為的影響。

表1 變量定義

（三）模型設定

為檢驗本文提出的兩個假設，本文分別構建以下回歸模型：

在全樣本回歸分析中，被解釋變量是度量企業(yè)精準扶貧參與意愿的CPPA0，CPPA0是取值為0或1的二元虛擬變量，具有離散分布的數(shù)據(jù)特征，因而通過適用于離散因變量的Logit回歸方法進行估計。在對精準扶貧組樣本企業(yè)的進一步回歸分析中，被解釋變量是度量企業(yè)精準扶貧力度的CPPA1與CPPA2，兩者均為連續(xù)變量，因而通過適用于連續(xù)因變量的OLS回歸方法進行估計。模型中解釋變量及控制變量均采用前一期的數(shù)據(jù)。

四、實證結果與分析

（一）樣本分布與變量描述性統(tǒng)計

表2報告了樣本企業(yè)的年度分布，從中可以看出樣本企業(yè)總數(shù)逐年增多。一方面，精準扶貧企業(yè)的數(shù)量及其占比均逐年遞增，由2016年的442家（占比18.46%）增加至2018年的810家（占比27.72%），說明樣本期間內越來越多的企業(yè)積極參與到精準扶貧行動中；另一方面，在參與了精準扶貧行動的企業(yè)中，國有企業(yè)數(shù)量逐年遞增，且占比維持在50%以上，說明國有企業(yè)仍為精準扶貧行動的主力軍。

表3報告的主要變量描述性統(tǒng)計結果顯示：全部樣本企業(yè)中有23.6%的公司參與了精準扶貧行動，精準扶貧金額自然對數(shù)（CPPA1）的均值為3.236，標準差達到5.9，說明不同企業(yè)的精準扶貧力度存在較大差異，精準扶貧金額占營業(yè)收入比（CPPA2）的均值為0.019%。在樣本企業(yè)的媒體關注方面，報刊媒體報道數(shù)量自然對數(shù)（Sumnews）的均值為3.33，標準差為1.275，表明媒體關注的最小值（3.178）與最大值（7.153）相差較大，但分散程度不高。

未報告的主要變量相關分析表明，媒體關注（Sumnews）與企業(yè)精準扶貧參與意愿（CPPA0）在1%水平上顯著正相關，初步驗證了H1?？刂谱兞恐g的相關系數(shù)基本小于0.5，變量的VIF值均小于2，不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 樣本年度分布

表3 主要變量描述性統(tǒng)計與均值T檢驗

（二）均值比較T檢驗

根據(jù)企業(yè)在當年是否參與精準扶貧行動，將樣本分為兩組進行各變量的均值比較T檢驗。表3報告的結果顯示，精準扶貧組企業(yè)的媒體關注程度顯著高于非精準扶貧組企業(yè)，進一步說明媒體關注有可能正向影響企業(yè)精準扶貧行為。從公司特征來看，相對于非精準扶貧組，精準扶貧組的公司更有可能是國企，公司規(guī)模更大，資產負債率更高，公司業(yè)績和經營凈現(xiàn)金流量更好，第一大股東持股比例更高，上市時間更長，公司所在省份的人均GDP也更低。

（三）回歸結果分析

為驗證H1，考察媒體關注是否正向影響企業(yè)精準扶貧參與意愿，根據(jù)模型（1），以企業(yè)精準扶貧參與意愿（CPPA0）為被解釋變量，以媒體關注（Sumnews）為解釋變量進行回歸，回歸結果見表4所列。

表4 媒體關注與企業(yè)精準扶貧參與意愿的回歸分析

表4第（1）列中Sumnews的回歸系數(shù)為0.156，T統(tǒng)計量為4.09，在1%水平下顯著為正，說明媒體關注正向影響企業(yè)參與精準扶貧行動，H1得到驗證。此外，第（2）至（4）列進一步考察了不同語調媒體報道對企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響，即將公司總的報刊媒體報道按照語調區(qū)分為正面（Posnews）、中性（Neunews）和負面（Negnews）媒體報道，并分別對CPPA0進行回歸。結果顯示，正面、中性、負面媒體報道的系數(shù)分別為0.168、0.158、0.097，均在1%水平下顯著為正，說明正面、中性和負面媒體報道均會促進企業(yè)參與精準扶貧，并且三者的正向影響依次減弱。

從控制變量的回歸系數(shù)來看，公司規(guī)模越大、經營凈現(xiàn)金流量越好、第一大股東持股比例越高、上市年份越長、兩權分離率越低、公司所在省份人均GDP越低的企業(yè)，越有可能參與精準扶貧行動，承擔社會責任。

為驗證H2，考察產權性質（Soe）是否會削弱媒體關注與企業(yè)精準扶貧參與意愿之間的正向關系，根據(jù)模型（2），以企業(yè)精準扶貧參與意愿（CPPA0）為被解釋變量，以媒體關注（Sumnews）為解釋變量，加入Soe及交乘項（Soe×Sumnews）進行回歸，回歸結果見表5所列。

表5 媒體關注、產權性質與企業(yè)精準扶貧參與意愿的回歸分析

續(xù)表5

表5第（1）列中Sumnews的回歸系數(shù)為0.255，T統(tǒng)計量為4.82，在1%水平下顯著為正；交乘項（Soe×Sumnews）系數(shù)為-0.185，T統(tǒng)計量為-2.72，在1%水平下顯著為負。說明相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)在受到更多媒體關注時，更有可能參與精準扶貧，H2得到驗證。

此外，進一步考察產權性質對不同語調媒體報道與企業(yè)精準扶貧參與意愿之間關系的影響。表5第（2）至（4）列中的回歸結果顯示：正面、中性、負面媒體報道的系數(shù)分別為0.269、0.251、0.172，均在1%水平下顯著為正；產權性質與各種語調媒體報道的交乘項系數(shù)分別為-0.199、-0.177與-0.124，均顯著為負。說明相較于國有企業(yè)，民營企業(yè)在受到更多各種語調的媒體報道時，更有可能參與精準扶貧，H2依然成立。

五、進一步分析

由于前述回歸分析均是對包含了精準扶貧企業(yè)與非精準扶貧企業(yè)的全樣本進行的，觀察到的是媒體關注對企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響。而在上市公司決定參與精準扶貧行動后，則需要對精準扶貧投入水平、精準扶貧方式進行決策，那么媒體關注對精準扶貧企業(yè)的扶貧力度、扶貧方式又有怎樣的影響呢？基于此，本文對精準扶貧組企業(yè)進一步進行了媒體關注與扶貧力度、扶貧方式的回歸分析。

表6報告了精準扶貧企業(yè)的媒體關注與扶貧力度的OLS回歸結果。第（1）（3）列中被解釋變量為度量企業(yè)扶貧投入絕對水平的CPPA1；第（2）（4）列中被解釋變量為企業(yè)當年精準扶貧金額占營業(yè)收入的百分比CPPA2，度量扶貧投入的相對水平。在第（1）（2）列中，媒體關注Sumnews的系數(shù)分別為0.151、0.006，T統(tǒng)計量分別為4.12、1.83，均顯著為正，說明媒體關注越高的精準扶貧企業(yè)，其扶貧投入越多，扶貧力度越大。

表6的第（3）（4）列中加入了產權性質（Soe）及交乘項（Soe×Sumnews），以檢驗產權性質是否削弱了媒體關注與精準扶貧企業(yè)扶貧力度之間的正向關系。媒體關注（Sumnews）的系數(shù)分別為0.248、0.014，依然顯著為正；而交乘項（Soe×Sumnews）的系數(shù)分別為-0.171、-0.015，均顯著為負。說明相較于國有企業(yè)，參與精準扶貧的民營企業(yè)在受到更多媒體報道時，精準扶貧投入更多，扶貧力度更大。

表6 精準扶貧組企業(yè)的媒體關注與扶貧力度回歸分析

國務院2016年發(fā)布《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃》，鼓勵企業(yè)等市場主體參與到產業(yè)扶貧、健康扶貧、生態(tài)保護扶貧、社會扶貧等不同方式的扶貧行動中。本文根據(jù)國泰安的中國上市公司精準扶貧研究數(shù)據(jù)庫提供的不同方式扶貧統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將企業(yè)精準扶貧方式劃分為產業(yè)發(fā)展扶貧（Indppa）、轉移就業(yè)與易地搬遷扶貧（Empppa）、教育扶貧（Eduppa）、健康及生態(tài)保護扶貧（Heappa）、兜底保障與社會扶貧（Socppa）以及其他方式扶貧（Othppa）六項。

表7報告了精準扶貧企業(yè)的媒體關注與扶貧方式的OLS回歸結果。第（1）至（6）列的解釋變量均為媒體關注（Sumnews），被解釋變量分別為企業(yè)在各種方式的精準扶貧行動中投入金額的自然對數(shù)。在第（3）（4）（6）列中，Sumnews的系數(shù)分別為0.130、0.114、0.148，均在1%水平下顯著為正，說明受到媒體報道越多的精準扶貧企業(yè)，越傾向于在教育、健康和生態(tài)保護等扶貧項目中投入資金?？赡艿脑蚴牵合噍^其他扶貧項目，教育扶貧、健康和生態(tài)保護扶貧等項目成本較低、脫貧成效更易于被利益相關者所感知；而在產業(yè)扶貧、社會扶貧等方式下，企業(yè)需要根據(jù)自身經營模式特點，因地制宜地構建與貧困地區(qū)能力相適應的扶貧項目。

表7 精準扶貧組企業(yè)的媒體關注與扶貧方式回歸分析

六、穩(wěn)健性檢驗

本文的研究結論可能由于反向因果關系、自選擇偏差而存在一定的內生性問題。針對反向因果關系，本文已通過將前一期的媒體關注對當期企業(yè)精準扶貧進行回歸來緩解。針對自選擇偏差，本文通過Heckman兩階段法進行緩解，結果見表8所列。

表8 媒體關注與企業(yè)精準扶貧參與意愿的Heckman兩階段回歸分析

本文首先定義了MediaDummy用以度量公司是否受到更高的媒體關注，若公司當年受到的媒體關注高于行業(yè)中值則取值為1，否則為0［33］。根據(jù)以往研究，公司的媒體關注與廣告費用正相關，而我國上市公司的銷售費用（Adver，定義為（100×銷售費用）/營業(yè)收入）可以作為公司廣告費用的合理度量指標［34-35］。在第一階段，對模型（3）進行Probit回歸，計算出逆米爾斯比率（lambda）；在第二階段，納入lambda作為控制變量，重新估計模型（1）。

表8報告的第一階段回歸結果顯示，Adver的系數(shù)為2.027，T統(tǒng)計量為8.57，說明Adver在1%水平下顯著正向影響媒體關注虛擬變量；第二階段回歸結果顯示，媒體關注Sumnews的系數(shù)為0.156，T統(tǒng)計量為4.08，在1%水平下顯著，說明在修正了自選擇偏差后，“媒體關注正向影響企業(yè)精準扶貧參與意愿”的主要結論依然成立，支持了H1。

此外，本文定義了網絡媒體關注（Sumnews_net）為公司前一期網絡媒體報道總數(shù)的自然對數(shù)［36］，并將其作為媒體關注的替換指標重新估計模型（1）。未報告的結果顯示，網絡媒體關注顯著正向影響企業(yè)精準扶貧行為，本文結論仍然成立。

七、結論與啟示

本文基于合法性理論視角，以2016-2018年我國A股上市公司為研究對象，實證分析了媒體關注對企業(yè)精準扶貧行為的影響，以及產權性質對二者關系的調節(jié)作用，并進一步考察了媒體關注對精準扶貧企業(yè)的扶貧力度和扶貧方式的影響。主要結論包括：①媒體關注與企業(yè)精準扶貧參與意愿正相關；區(qū)分媒體報道的語調后發(fā)現(xiàn)正面、中性以及負面媒體報道均會促進企業(yè)參與精準扶貧，并且三者對企業(yè)精準扶貧意愿的正向影響依次減弱。②相較于國有企業(yè)，媒體關注對民營企業(yè)精準扶貧參與意愿的影響更為顯著。通過Heckman兩階段法緩解內生性問題以及替換媒體關注的度量指標后，研究結論依然成立。在進一步分析媒體關注如何影響精準扶貧企業(yè)的扶貧投入與扶貧方式選擇時，發(fā)現(xiàn)在高媒體關注下，企業(yè)會加大扶貧資金投入，并傾向于通過教育扶貧、健康與生態(tài)保護扶貧等方式來承擔精準扶貧工作。

本文的研究結論對“脫貧攻堅”工作具有一定的啟示意義：第一，參與精準扶貧是當前我國企業(yè)履行社會責任的重要實踐，媒體在促進企業(yè)參與精準扶貧方面發(fā)揮了積極的輿論監(jiān)督與信息中介作用，而且正面媒體報道對企業(yè)精準扶貧參與意愿的正向影響強于中性及負面媒體報道。這表明在網絡及報刊媒體高度發(fā)達的當下，正面媒體報道能夠在一定程度上激勵企業(yè)參與精準扶貧行動，積極履行社會責任。同時也說明受中性及負面媒體報道越多的企業(yè)，更應該重視媒體這一重要外部治理機制的輿論監(jiān)督與信息中介作用，可以考慮通過精準扶貧等社會責任行為向消費者、投資者、政府等企業(yè)外部利益相關者傳遞公司履行社會責任的積極信號，以維持良好的企業(yè)形象。第二，我國參與精準扶貧行動的企業(yè)中，國有企業(yè)占比過半，仍是目前企業(yè)精準扶貧的主力軍。但從媒體關注對企業(yè)

參與精準扶貧的影響來看，對民營企業(yè)更為顯著?？赡艿脑蚴窍噍^于民營企業(yè)，國有企業(yè)負擔著就業(yè)、扶貧等方面的社會責任目標，媒體這一外部治理機制對其參與精準扶貧的影響不大。而民營企業(yè)更可能會由于媒體的高度關注而更有動力去履行精準扶貧責任，積極發(fā)揮市場機制的作用。因此，對于政府而言，可以考慮加強媒體的輿論引導作用，鼓勵更多民營企業(yè)積極參與到精準扶貧行動中，以期能夠引入更大的社會力量全面打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，確保2020年農村貧困人口全部脫貧。第三，高媒體關注促使企業(yè)加大了精準扶貧力度，并傾向選擇教育扶貧、健康與生態(tài)保護扶貧等脫貧成效更易于被利益相關者所感知的精準扶貧方式踐行社會責任。而考慮到我國各貧困地區(qū)的自然環(huán)境、資源稟賦等先決條件存在差異，不同精準扶貧企業(yè)的經營優(yōu)勢、業(yè)務專長等主體能力也各不相同。因此，對于參與精準扶貧行動的企業(yè)而言，將貧困地區(qū)的資源稟賦與企業(yè)能力進行戰(zhàn)略匹配，選擇既能夠充分開發(fā)貧困地區(qū)本地能力又能夠發(fā)揮企業(yè)本身業(yè)務優(yōu)勢的產業(yè)扶貧等精準扶貧方式，更有利于實現(xiàn)可持續(xù)脫貧與企業(yè)的長遠發(fā)展。