作者简介：肖红军，中国社会科学院工业经济研究所研究员、博士生导师；阳镇，中国社会科学院工业经济研究所副研究员、硕士生导师；凌鸿程，江西财经大学数字经济学院副教授、硕士生导师
文献来源：《中国农村经济》2025年第2期
摘要：企业参与推动乡村全面振兴是以中国式现代化全面推进强国建设的重要举措。本文以沪深A股上市公司为研究样本，考察了地方政府的乡村振兴注意力对企业参与乡村振兴的具体影响及其内在机理。研究结果表明：第一，地方政府的乡村振兴注意力水平越高，企业对参与乡村振兴的响应程度和资源配置强度越强，在进行一系列稳健性检验以及考虑内生性问题后上述研究结论依然成立。第二，在传导机制方面，企业主要通过环境、社会与公司治理（ESG）战略以及强化企业涉农投资两个途径响应地方政府的乡村振兴注意力，地方政府通过乡村振兴注意力驱动企业参与乡村振兴存在战略响应和资源配置双重机制。第三，在调节效应方面，外部媒体的关注能提高企业对乡村振兴的响应程度，该因素在地方政府乡村振兴注意力水平对企业参与乡村振兴的影响中发挥正向调节作用。
关键词：乡村振兴；地方政府；媒体关注；涉农投资；ESG
解决“三农”问题长期以来都被摆在中国国家发展的重要位置。“三农”问题的长期性与复杂艰巨性决定了解决“三农”问题的战略导向与政策部署具有明显的动态性与情境性。党的十八大以来，中国的脱贫攻坚战取得了全面胜利，整体上消除了农村绝对贫困，“三农”问题的战略导向迈入了新的阶段。党的十九大提出，要实施乡村振兴战略。党的二十大报告进一步提出，要全面推进乡村振兴，巩固拓展脱贫攻坚成果，增强脱贫地区和脱贫群众内生发展动力。乡村振兴的主要目标体现在产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕五个方面。党的二十届三中全会审议通过的《中共中央关于进一步全面深化改革推进中国式现代化的决定》指出，必须统筹新型工业化、新型城镇化和乡村全面振兴，要求运用“千万工程”经验，健全推动乡村全面振兴长效机制。从这个意义上讲，构建乡村全面振兴长效机制的重要基础在于积极撬动政府、企业与社会组织等多元利益相关方的参与，并形成可持续的内生机制。上述做法对推进乡村全面振兴至关重要。从乡村振兴的参与主体看，企业不仅是市场主体，更是社会主体。企业在积极对接市场的过程中有效嵌入乡村场域与乡村社会进而承担社会责任具有应然性与合法性，也是充分发挥其社会属性与社会功能的重要表现。企业是推动乡村产业再造与内生能力再造的关键组织和关键细胞，系统研究企业参与视角下乡村振兴的内在机制，对新时期加快推进乡村全面振兴具有非常重要的理论意义与现实价值。
学术界围绕乡村振兴开展了大量理论研究，相关研究总体上包括三重研究路径。一是乡村振兴的内涵（Chambers,2014；张琦等，2022）。既有研究认为，乡村振兴的内涵至少包括乡村转型与乡村繁荣两个层次。乡村转型意味着，乡村振兴的基础是在保持乡村独特人文景观的基础上加快乡村产业振兴与组织振兴，避免快速城镇化进程中的乡村凋敝，最终实现城乡统筹发展（Mitchell and Shannon,2018；李繁荣，2021）；乡村繁荣意味着，乡村内部在经济、人居环境与组织治理等方面实现功能再造与生命力重构，进而实现乡村整体的可持续发展（叶兴庆，2018）。从乡村振兴的逻辑看，乡村振兴不仅包括乡村内部的经济与社会建设和体制机制创新，也包括乡村外的环境改善，是城乡要素配置的系统性优化（Ciutacu et al.,2015；黄祖辉，2018）。在乡村振兴的内容方面，既有研究认为，乡村振兴包括产业振兴、人才振兴、文化振兴、生态振兴、组织振兴。产业振兴是乡村振兴的核心，人才振兴是乡村振兴的关键，文化振兴是乡村振兴的内在力量，生态振兴是乡村振兴的重要组成部分，组织振兴是乡村振兴的必要保障（贾晋等，2018；郭晓鸣等，2018）。二是乡村振兴的驱动因素。一类研究视角是产业转型视角，主要关注县域富民产业对乡村产业振兴与人才振兴的驱动作用（黄思，2020；崔巧琳和王晨翔，2023）；另一类研究视角是数字技术与数字经济视角，主要关注数字技术与数字经济驱动乡村振兴的机理（张蕴萍和栾菁，2022；张旺和白永秀，2022）。具体来说，乡村振兴的驱动因素包括乡村基础设施建设（传统基础设施和数字产业基础设施）、土地要素配置（Long et al.,2019）、产业数字化转型等方面（Wang et al.,2022；孟维福等，2023）。三是乡村振兴的效果评估和实现路径研究。在乡村振兴的效果评估方面，相关研究认为，要将乡村全要素生产率、生态环境、农村预期寿命和健康等纳入考量（Nie,2021;Jiang et al.,2022）；在乡村振兴的实现路径方面，既有研究从产业视角、技术视角、乡村精英与乡贤视角、城乡要素流动与农村基层自治组织等多方面探究了乡村振兴的实现路径（张海鹏等，2018；何得桂和绳家明，2023），在总体上形成了“要素-组织-政策”的多重逻辑系统，为实现乡村振兴的五个子目标提供了理论依据。
不难看出，既有研究虽然对乡村振兴的理论逻辑和实现路径开展了大量探索，形成了关于乡村振兴“理论内涵-驱动因素-实现路径”的完整研究链条。但遗憾的是，既有研究在乡村振兴的驱动因素方面尚存较大缺口，鲜有文献从微观企业视角考察企业如何参与乡村振兴（杜世风等，2019）。具体而言：一方面，缺乏企业参与乡村振兴的典型案例研究，缺乏对企业参与乡村振兴典型模式与典型机制的类型化总结；另一方面，缺乏对企业参与乡村振兴的前置性驱动因素及其传导机理的研究，难以理清企业在乡村振兴推进中的主要角色、关键功能及其价值。特别是，在有为政府驱动的国家治理体系下，地方各级政府是有效激励各类市场主体与社会主体参与乡村振兴的关键力量。在上述背景下，探究企业如何参与乡村振兴具有重要意义。
基于上述研究缺口，本文立足政府驱动企业参与乡村振兴的视角，研究地方政府乡村振兴注意力水平对企业参与乡村振兴的影响及其内在机理，不仅能为验证政府在推进乡村振兴过程中的角色与功能提供经验证据，也能为有效撬动企业社会属性、推动企业积极嵌入乡村社会提供可行路径。本文的可能贡献在于：第一，区别于对乡村振兴内涵与实现路径的一般性或者总体性研究，本文侧重从推进乡村振兴的企业参与视角探究企业参与乡村振兴的核心机制，丰富对企业这一乡村全面振兴关键主体角色与功能的研究。第二，本文根据地方政府工作报告文本构造政府乡村振兴注意力水平变量，丰富对地方政府乡村振兴重视程度的测度。而且，本文进一步构建“地方政府乡村振兴注意力水平-企业环境、社会与公司治理（ESG）战略响应与资源配置-企业乡村振兴参与度”的研究框架，为丰富乡村全面振兴背景下企业参与乡村振兴的机制提供新的理论框架。第三，本文进一步丰富了社会媒体关注在地方政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响中的作用的研究，既为政府、企业、社会等多元利益相关方参与乡村振兴提供经验证据，也为地方政府立足本地实际、积极发挥各类利益相关方的力量共同推进乡村振兴提供政策启示。
“注意力”一词最早是心理学领域的概念，指行为个体对特定事物产生的心理活动的集中性与指向性。随着管理心理学与公共决策理论的发展，“注意力”被逐步引入管理学和经济学领域。在公共决策与行为经济学领域，注意力是决策主体（管理者或行政主体）对特定领域、特定事物发展过程与相关信息有偏地重视的程度（Bouquet and Birkinshaw,2008；肖红军等，2021）。随着有限决策理论的提出，管理学决策大师西蒙认为管理决策主体存在有限理性，难以掌握与决策相关的充分信息，对决策方案的选择取决于决策者本身分配的注意力，因而是有限决策（Simon,1976）。此后，在公共行政与行为经济学领域，注意力得到进一步的扩展应用。琼斯（2010）进一步将注意力纳入政府决策领域，提出了由注意力驱动的政策选择模型，认为政府的政策将随政策制定者注意力的变化而变化。随着经济体制改革的不断深化特别是农村经济体制改革的逐步深入，中国政府在解决“三农”问题中的作用日益突出，一定程度上成为解决“三农”问题、开展公共资源配置的主导力量。在有为政府的作用下，地方政府对特定领域以及特定议题的关注会形成地方政府的注意力。与企业个体注意力不同，政府注意力具有强公共性、强社会性、强信号等特征。而且，政府会根据事物发展状况与发展特征进行注意力指向与注意力强度配置，进而形成面向不同发展阶段的注意力资源配置（阳镇等，2024）。从这个意义上讲，乡村振兴既是解决“三农”问题的主导战略，也是地方政府解决“三农”问题的重要抓手，地方政府对乡村产业、人才、文化、生态、组织等各个领域的关注程度会形成独特的地方政府乡村振兴注意力水平，地方政府乡村振兴注意力水平则会进一步影响企业的战略导向与战略制定方向。
本文认为，地方政府乡村振兴注意力水平影响企业乡村振兴参与的主要原因在于两个层面。
第一，根据组织新制度主义理论，组织在既定场域受到不同制度主体的约束和制度压力。Di Maggio and Powell(1983）将制度压力分为规范性同形制度压力、认知性同形制度压力和规制性同形制度压力三类，组织为获取制度场域的合法性会通过战略响应的方式应对多重制度压力（Scott,2001）。在乡村振兴这一独特的场域，地方政府是乡村振兴的建构者与推进主体，在推进乡村振兴过程中会形成差异性的注意力导向与注意力强度，进而形成差异性的制度合法性压力。从这个意义上讲，地方政府乡村振兴注意力水平会强化企业参与乡村振兴的制度合法性压力，促进企业积极投入与乡村振兴相关的元素（如以产业振兴为目标的经济责任、以组织振兴与文化振兴为目标的社会责任、以生态振兴为目标的环境责任等）。因此，从组织战略响应视角看，地方政府乡村振兴注意力水平会强化企业乡村振兴参与强度，推动企业在运营管理过程中积极嵌入乡村振兴战略体系（杜运周和尤树洋，2013）。
第二，根据信号理论，地方政府形成面向乡村振兴的强注意力时，也会形成政府的强公共信号。这种信号表现为政府对乡村振兴的重视程度以及公共资源配置的方向与强度（王印红和李萌竹，2017）。从这个意义上讲，作为市场主体的企业一定程度上能够主动感知政府的强公共信号，主动开展相关资源配置活动、参与乡村振兴，确保企业行为符合制度预期、满足政府公共资源配置的相关要求，为企业经营获取政府关注与政府支持奠定市场信号基础。当地方政府乡村振兴注意力水平提高时，地方政府对乡村振兴领域公共问题的关注程度更高，政府将会配置更多的公共资源解决阻碍乡村振兴推进过程中的公共社会问题。面对该资源配置信号，企业将通过积极参与乡村振兴获取政府公共资源的支持。基于此，本文提出研究假说H1。
H1：地方政府乡村振兴注意力水平的提高会促进企业参与乡村振兴。
首先，从组织战略响应看，政府乡村振兴注意力水平的提高意味着在企业所处制度场域内的制度压力进一步强化，企业会采取特定战略回应政府在乡村振兴战略推进过程中的制度压力与制度需求。企业ESG战略是企业积极承担对环境（Environmental）、社会（Social）与公司治理（Governance）三大层面的环境责任、社会责任与内部经济责任的过程，强调企业与多元利益相关方的共生融合发展，进而创造涵盖环境、社会与经济的多重综合价值。在政府乡村振兴注意力水平提高的情况下，企业可持续发展战略导向也随之强化，企业需要积极承担所处制度场域内利益相关方的多重责任并主动构建ESG战略，以响应地方政府推进乡村振兴的要求（肖红军和阳镇，2019）。从这个意义上讲，政府注意力本身就是一种资源配置模式，政府注意力的配置方向将影响政府对公共资源的配置方式。当地方政府乡村振兴注意力水平提高时，政府对乡村振兴领域公共问题关注程度随之强化。面对该资源配置信号，企业会通过面向环境、社会与公司治理等可持续发展战略导向寻求政府公共资源的支持，强化企业ESG战略的制定与执行，积极参与乡村振兴。
其次，从企业参与乡村振兴的战略视角看，战略是企业行为的重要前因，企业参与乡村振兴的背后是一定的战略基础。由于乡村振兴涵盖产业、人才、文化、生态、组织等多个方面的振兴，涉及乡村经济繁荣、社会发展与生态环境宜居等多个方面，全面参与乡村振兴意味着企业需要充分发挥经济与社会的复合属性，积极构筑涵盖经济、社会与环境等多元价值创造的综合型战略体系，参与乡村产业、人才、文化、生态与组织等多个方面的振兴。企业ESG战略可以从环境、社会、公司治理三个维度综合评价企业可持续发展战略，表现为通过积极承担环境、社会与公司治理三个层面的责任意义上的经济责任实现企业对社会的积极嵌入和融入（肖红军等，2022a；方先明和胡丁，2023）。以作为市场主体和社会主体的企业为组织原点实现乡村振兴，必然意味着企业需要构筑面向多元利益相关方的责任价值导向。企业ESG战略是企业积极嵌入乡村振兴的全新战略基础，有助于推动企业在战略层、运营层和业务层实现与乡村振兴的衔接，确保企业积极融入乡村振兴、创造综合价值。与此同时，企业通过ESG战略积极参与乡村振兴并不意味着企业要为乡村场域内的利益相关方单向输出，而是在积极嵌入社会的过程中形成“双赢”局面。企业在为乡村场域利益相关方承担社会责任与环境责任的过程中，也能基于ESG战略获取乡村振兴领域各类利益相关方的关注和支持，进而为企业运营管理与业务实践提供资源支持（阳镇和王越，2024；肖红军，2024）。从这个意义上讲，企业ESG战略不仅有助于企业满足乡村场域内利益相关方的价值诉求，也有助于提升企业开展乡村振兴各类业务的可持续性，最终强化企业参与乡村振兴的动力基础。
最后，从资源配置视角看，地方政府提高乡村振兴注意力水平，意味着政府将有限的注意力资源投入乡村产业振兴、人才振兴、文化振兴、生态振兴、组织振兴等多个领域，此时，会向辖区内企业释放较强的公共信号。这种强公共信号能够鼓励辖区内企业主动响应政府发展战略，企业会通过特定的资源配置方式响应政府的乡村振兴注意力，更多参与乡村振兴领域的投资活动。与企业以战略性ESG实现对政府乡村振兴注意力水平的响应不同，此时的资源配置机制表现为：企业立足经济属性，在政府强公共信号的指引下开展乡村振兴领域的投资活动，以实现企业资源配置活动与政府公共需求的充分对接，进而实现企业经济利润与政府公共需求的“双赢”。因此，从资源配置视角看，地方政府提高乡村振兴注意力水平会进一步驱动企业开展农业领域的投资（投资设厂或业务领域扩张），最终为乡村振兴提供组织基础与资源支持。基于以上分析，本文提出研究假说H2a和H2b。
H2a：地方政府乡村振兴注意力水平的提高会通过强化企业ESG战略推进企业参与乡村振兴。
H2b：地方政府乡村振兴注意力水平的提高会通过促进企业涉农投资推进企业参与乡村振兴。
从组织新制度主义理论视角看，影响企业行为的制度不仅包括以政府为主体构建的正式制度，也包括由社会媒体、社会公众、行业组织与协会等构建的非正式制度。正式制度与非正式制度互为补充，能够面向特定的经济与社会主体形成整合性力量，促进达成制度期望的一致性行动，确保各类经济与社会组织的行为符合正式制度的要求和非正式制度的规范（Scott,2001）。组织新制度主义理论认为，制度合法性理论中的三大合法性机制包括规制、规范与社会认知的合法性。规制合法性更多体现为公共主体的正式制度安排对特定主体的制度压力，规范与社会认知的合法性则体现为行业组织、社会媒体、公众对特定制度主体的制度压力和期望。从这个意义上讲，作为非正式制度的社会媒体能够对企业的日常运营与管理产生一定影响（王云等，2017），会对企业战略决策动机产生重要影响。
具体来看：一方面，在媒体关注下，被报道更多的企业往往面临更大的制度压力。这种制度压力体现为规范性与社会认知合法性压力。企业参与乡村振兴被相关媒体广泛传播后，能够形成一定的社会舆论压力引导更多企业参与乡村振兴。相应地，媒体关注能够强化政府乡村振兴注意力水平对企业参与乡村振兴的驱动作用，影响企业ESG战略（肖红军等，2022b）。在政府乡村振兴注意力水平的正式制度压力和媒体关注的非正式制度压力下，企业的ESG战略会被激活，促进企业社会责任战略与环境战略的实施（如面向乡村产业振兴的就业帮扶、慈善捐赠等社会责任议题，面向乡村生态振兴的绿色环保投资等），从而促进企业与利益相关方构建可持续发展意义上的综合型价值创造网络，最终强化政府乡村振兴注意力水平驱动下企业参与乡村振兴的动力。另一方面，社会媒体能够基于社会声誉的激励机制强化政府乡村振兴注意力对企业乡村振兴参与的影响。主要原因在于，政府公共注意力引发的信号效应经各类媒体特别是官方媒体传播后，企业出于声誉建构或声誉扩散动机会积极参与政府所关注的乡村振兴，提升参与乡村振兴的广度和深度。基于此，本文提出研究假说H3。
H3：媒体关注在政府乡村振兴注意力对企业乡村振兴参与的影响中具有正向调节效应。
参考夏成程和张恒源（2024）的做法，本文构建如下模型检验政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响：
(1)～(3）式中，下标i表示企业，下标j表示行业，下标k表示城市，下标t表示年度，α、β和δ均为回归系数。（1）式为基准回归模型，Participationijkt是被解释变量，表示企业乡村振兴参与度；RuralPrkt是核心解释变量，表示政府乡村振兴注意力水平。（2）式为中介效应模型，Medijkt是机制变量，表示企业ESG表现、环境表现、社会表现、公司治理表现和涉农投资。（3）式为调节效应模型，Moderijkt是调节变量，表示财经媒体报道、财经媒体正面报道、财经媒体负面报道。CVijkt是一系列控制变量，Industryj和Yeart分别表示行业固定效应和时间固定效应，εijkt、μijkt和ηijkt是随机误差项。为排除可能存在的异方差，本文使用稳健标准误进行统计推断。
本文以中国沪深A股2016-2022年的上市公司为研究样本。本文的被解释变量为企业乡村振兴参与度，数据来自CSMAR数据库；核心解释变量为政府乡村振兴注意力水平，数据来自各地级市和直辖市政府的政府工作报告；中介变量为企业ESG表现和涉农投资，企业ESG表现数据来自Wind数据库，涉农投资数据来自手工收集整理的上市公司投资数据；调节变量为财经媒体报道，数据来自CNRDS数据库；其余企业财务数据及公司治理数据来自CSMAR和CCER数据库。行业类别根据中国证券监督管理委员会公布的《上市公司行业分类指引》（2012年修订）中规定的行业门类代码和大类代码确定，制造业使用3位行业大类代码，非制造业使用1位行业门类代码。为提高数据质量，借鉴已有研究做法，本文按如下原则筛选初始样本：第一，剔除金融、保险行业样本；第二，剔除研究期间被纳入ST或PT类别的样本；第三，剔除资不抵债的样本；第四，剔除相关变量缺失的样本。经过上述筛选后，最终得到3283家上市公司共计15034个样本观测值的非平衡面板数据。为排除极端值的影响，本文对连续变量均进行上下1%的缩尾处理。
企业乡村振兴参与往往体现为具体的资源投入，本文借鉴甄红线和王三法（2021）、岳佳彬等（2021）的做法，用企业当年参与乡村振兴的投入物资金额加1然后取自然对数的方式衡量企业乡村振兴参与度。同时，在稳健性检验部分还使用企业是否参与乡村振兴的哑变量作为替代性指标，如果企业当年参与了乡村振兴，则将该变量赋值为1，否则赋值为0。
本文借鉴阳镇等（2024）的做法，根据地方政府发布的年度政府工作报告，使用文本分析方法构建政府乡村振兴注意力水平变量。构建方法如下：第一步，以《中共中央国务院关于学习运用“千村示范、万村整治”工程经验有力有效推进乡村全面振兴的意见》《农业农村部关于落实党中央国务院2023年全面推进乡村振兴重点工作部署的实施意见》《中华人民共和国乡村振兴促进法》《全国乡村产业发展规划（2020-2025年）》《中共中央国务院关于实施乡村振兴战略的意见》为蓝本，提取与乡村振兴内涵相关的关键词，进而构建地方政府乡村振兴注意力的基础特征词库。第二步，根据中国知网关于乡村振兴的文献对基础特征词库进行补充，形成更完善的政府乡村振兴注意力特征词库。第三步，基于Python开发平台利用THULAC中文词法分析工具包对2016-2022年各地方政府发布的年度政府工作报告进行分词。为使乡村振兴特征词库的词频统计更准确，本文剔除了特征词前存在“没”“无”“不”“否”“非”“未”“莫”等否定词语的表述。第四步，统计地方政府工作报告总词数和与乡村振兴相关的词频数，使用政府工作报告总词数对乡村振兴词频数进行标准化处理，最终形成政府乡村振兴注意力狭义指标。同时，在稳健性检验中，本文进一步对政府乡村振兴注意力特征词库进行同义词扩充，形成乡村振兴注意力广义特征词图谱，并重新计算政府乡村振兴注意力广义指标。
在ESG表现方面，本文借鉴肖红军等（2024）的做法，用Wind数据库中的华证ESG评级数据构建ESG表现变量。华证ESG评级涵盖了2009-2022年全部A股上市公司的所有季度数据，评级从高到低分为AAA、AA、A、BBB、BB、B、CCC、CC、C九个级别。根据华证ESG评级，将上述评级依次赋值为9～1的整数。为确保研究结论的稳健性，本文用上市公司华证ESG评级的年度平均值衡量企业ESG表现。在涉农投资方面，本文人工收集并整理了上市公司在农业及相关领域的投资数据。具体做法如下：首先，获取上市公司年报附注中披露的主要控股参股子公司信息。其次，借助天眼查平台根据子公司的名称获取子公司所处具体行业信息。再次，根据《农业及相关产业统计分类（2020）》提供的国民经济行业分类代码及名称识别子公司是否属于农业及相关产业。为使对涉农子公司的识别更准确，本文在经营范围字段判断是否包含农业、农村、农民、种子、农药、化肥、种植、灌溉等词语。最后，以农业及相关产业子公司数量加1然后取自然对数得到的数值衡量涉农投资。
对媒体关注的度量指标主要有两种：一种是基于互联网搜索引擎检索的企业网络新闻媒体报道次数，但网络媒体质量参差不齐，由此得到的媒体关注数据缺乏可比性；另一种是基于财经类报纸媒体数据库检索的企业纸质媒体报道次数。本文主要基于第二种方法测度财经媒体报道。首先，通过中国重要报纸全文数据库检索上市公司全称、简称和股票代码，构建上市公司财经媒体报道全文数据库。其次，基于上市公司财经媒体报道全文数据库，参考宫晓莉等（2024）的做法，用有监督的朴素贝叶斯机器学习方法计算媒体报道情绪并进行分类。具体来说：第一步，在Loughran and Mc Donald(2011）情感词典的基础上，人工选出更适合金融语境的中文金融情感词典。基于筛选得到的中文金融情感词典，使用word2vec方法扩充中文金融情感词典相关近义词，最终得到完备的中文金融情感词典库。第二步，以中文金融情感词典库为指导，通过人工阅读方式判断该财经媒体报道属于正面报道还是负面报道。每出现1个积极词汇计1分，每出现1个消极词汇计-1分，最终将得分加总得到每个报道内容的情感得分。如果情感得分大于0，则视为正面报道样本；如果小于0则视为负面报道样本。在此基础上生成带有情感分类标注的样本并将其作为下一步的训练文本。第三步，基于词袋模型和TF-IDF模型提取本文情绪特征。由于中文金融情感词典库不可能面面俱到，因此需要解决模型可能无法泛化的问题。具体来说，通过Python中的分词工具对训练文本进行分词，随后使用词袋模型选出在所有文本中出现频率较高的词语，基于TF-IDF模型得到决定文本情绪倾向的高权重特征关键词。第四步，将预处理的训练样本放入模型进行训练，生成朴素贝叶斯分类器。根据训练好的朴素贝叶斯分类器计算文本情绪为积极的概率，如果概率值大于0.5，则将该内容归类为正面报道，否则视为负面报道。最后，按照年度分别统计每个企业财经媒体正面报道和负面报道的数量，并通过加1后取自然对数方式分别构建财经媒体正面报道和财经媒体负面报道变量。
本文参考多数文献的做法（夏成程和张恒源，2024；姜富伟等，2024），将公司特征变量和公司治理变量作为控制变量。公司特征变量包括企业规模、杠杆率、上市年限、固定资产比例、现金流、总资产收益率；公司治理变量包括产权性质、大股东持股比例、董事会规模、高管持股比例。此外，本文还控制了行业固定效应和时间固定效应，变量具体定义如表1所示。
表2是主要变量的描述性统计结果。从表2可以看出：就被解释变量而言，企业乡村振兴参与度的均值为119.323，标准差为597.002，最小值为0.000，最大值为5038.002,75分位数为0.000，说明超过75%的企业没有参与乡村振兴，企业参与乡村振兴的积极性有待进一步提高。同时，也说明不同企业参与乡村振兴的程度存在较大差异。就核心解释变量而言，政府乡村振兴注意力水平的均值为1.781，平均而言，地方政府年度工作报告中每百个词语中平均包含1.781个与乡村振兴相关的特征词。就中介变量而言，企业ESG表现的均值为4.192，最大值为6.000，说明企业ESG表现的平均评级大约为B等级，最优评级为BBB，总体来看还存在较大提升空间；涉农投资的均值为2.112，标准差为7.246，最小值为0.000，最大值为40.000，说明大部分企业存在涉农投资，而且不同企业的涉农投资差异较大。就调节变量而言，财经媒体报道的均值为61.487，财经媒体正面报道的均值为29.348，财经媒体负面报道的均值为7.719，可以发现，上市公司的财经媒体正面报道多于负面报道。从控制变量来看，控制变量的情况与已有文献基本一致，不同企业存在一定差异。
注：为使描述性统计有意义，表中展示的是变量的原值信息，后文中则根据表1的定义对相关变量进行取对数处理。
通过皮尔森相关系数分析可以发现：政府乡村振兴注意力水平与企业乡村振兴参与度的相关系数显著为正，说明二者存在显著正相关关系，研究假设H1得到初步验证。企业规模、杠杆率、上市年限、固定资产比例、现金流、总资产收益率、产权性质、大股东持股比例、董事会规模、高管持股比例等变量也是影响企业参与乡村振兴的重要因素。而且，主要控制变量之间的相关系数绝对值较小，说明在后续的多元回归分析中，模型不会产生严重的多重共线性问题。
为进一步检验政府乡村振兴注意力水平与企业乡村振兴参与度的关系，本文基于（1）式展开分析，回归结果如表3所示。表3(1）列是仅控制行业和时间固定效应的回归结果，可以发现，在不加入任何控制变量的情况下，核心解释变量显著且估计系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提高能够显著提升企业乡村振兴参与度，研究假说H1得到进一步验证。为确保参数估计的无偏性，表3(2）列进一步控制了公司特征变量，表3(3）列进一步控制了公司特征变量和公司治理变量，两列结果显示，核心解释变量均显著且估计系数为正。表3(2）列和（3）列中核心解释变量的回归系数较为接近，可以认为基本控制了影响企业乡村振兴参与度的因素。这意味着，政府乡村振兴注意力水平在企业参与乡村振兴的决策中发挥了重要作用，研究假说H1得证。
注：***和**分别表示1%和5%的显著性水平。
为确保上述研究结论的稳健性，本文采取以下方式进行稳健性检验。
为使对政府乡村振兴注意力水平的测度更严谨，本文进一步使用同义词扩充后的乡村振兴注意力广义特征词图谱，重新统计政府工作报告中乡村振兴广义词频数，按照“100×政府工作报告中乡村振兴广义词频数/政府工作报告总词数”的方式进行处理，得到政府乡村振兴注意力广义水平指标。同时，本文还分别使用乡村振兴注意力狭义和广义特征词的词频绝对量度量政府乡村振兴注意力绝对水平，即：使用政府乡村振兴注意力狭义词频数加1后的自然对数表示地方政府乡村振兴注意力狭义绝对水平，使用政府乡村振兴注意力广义词频数加1后的自然对数表示地方政府乡村振兴注意力广义绝对水平。回归结果如表4(1)～(3）列所示，可以发现，核心解释变量依然显著且估计系数为正，研究假说H1依然成立。
注：(1)括号内为稳健标准误。(2)***表示1%的显著性水平。
程度指标和倾向指标均可衡量企业乡村振兴参与度，本文基于是否参与乡村振兴构建企业参与乡村振兴哑变量，如果企业参与了乡村振兴则将相应指标赋值为1，否则赋值为0。此时的企业乡村振兴参与度为二元哑变量，本文使用Logit模型进行估计。结果如表4(4）列所示。而且，考虑到新的被解释变量0值较多，本文使用泊松回归重新估计，结果如表4(5）列所示。可以发现，核心解释变量依然显著且系数为正，进一步表明了研究假说H1的稳健性。
不同省份的营商环境存在一定差异，这些差异可能会影响企业参与乡村振兴的态度和积极性。同时，各省份的经济发展水平、城市化进程也不同。一般而言，经济发展水平高的地区城市化进程也较快，政府在乡村振兴方面的紧迫感较弱。为避免省份层面遗漏变量对回归结果的影响，本文进一步加入省份虚拟变量，以控制省份层面不可观测因素对企业乡村振兴参与度的影响，结果如表4(6）列所示。可以发现，加入省份固定效应后，核心解释变量依然显著且系数为正，进一步验证了研究假说H1。
考虑到研究乡村振兴的部分文献主要依赖问卷调查获取企业参与乡村振兴的信息，本文基于数据可获取性，利用2014年第十一次全国私营企业调查中涉及企业参与乡村振兴的问题进一步检验研究假说H1，以验证研究结论的稳健性。本文用企业近两年为扶贫、救灾、环保、慈善等公益事业捐助的资金数额的自然对数值衡量企业乡村振兴参与度，同时，控制企业家个人特征（政治关联、性别、年龄、受教育程度）和企业特征（企业规模、企业年限、是否为家族企业、是否建立党组织、盈利能力）。为了不失一般性，本文还控制了行业固定效应，回归结果见表5。可以发现，无论是否控制企业家个人特征和企业特征，核心解释变量均显著且系数为正，再次验证了研究假说H1。
注：①括号内为稳健标准误。②***和**分别表示1%和5%的显著性水平。
上述检验结果虽然验证了政府乡村振兴注意力水平的提高对企业乡村振兴参与度的提升作用，但也存在另一种可能，即地方政府对乡村振兴的注意力受企业乡村振兴参与度的影响。为解决可能的反向因果问题，本文以地形起伏度为政府乡村振兴注意力水平的工具变量。一方面，乡村更可能处于地形崎岖的山区，城镇更可能坐落于地形平坦的开阔地带。地形起伏度大的地区农业生产条件较差，农业机械化难度大，基础设施建设成本高。因此，地形起伏度大的地区更可能成为政府推进乡村振兴的重点地区。可以认为，地形起伏度与政府乡村振兴注意力水平密切相关，满足工具变量的相关性要求。另一方面，地形起伏度与企业经营决策特别是企业的乡村振兴参与度的相关性较弱，满足工具变量的外生性要求。本文将地形起伏度这一截面数据与随时间变化的变量（农村人口比重）相乘，生成工具变量，确保工具变量在时间维度的变化性。本文进行了过度识别检验和弱工具变量检验，以确保工具变量既满足模型识别条件，又不是弱工具变量。工具变量回归结果如表6所示，可以发现，核心解释变量依然显著且系数为正，再次证明研究结论的稳健性。
注：(1)***表示1%的显著性水平。(2)表中Kleibergen-PaaprkLM统计量对应的p值为0.000,p值小于1%，说明模型满足识别条件。(3)如果Kleibergen-PaaprkWaldF统计量超过了弱工具变量检验的临界值，说明选定的工具变量不是弱工具变量。
由政府乡村振兴注意力形成的制度合法性压力和信号传递机制，有助于企业提升ESG战略表现，积极承担环境、社会和公司治理三个层面的责任。这意味着，企业在乡村会更加注重与多元主体的利益绑定和融合共生，在此情景下企业更有可能积极参与乡村振兴。为检验政府乡村振兴注意力提升企业乡村振兴参与度的作用机制，本文参考江艇（2022）的做法，基于（2）式进行机制检验，回归结果如表7(1)～(4）列所示。表7(1）列的机制变量是ESG表现，核心解释变量显著且系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提升有助于企业积极提升ESG表现；表7(2）列的机制变量是环境表现，核心解释变量显著且系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提升有助于企业积极提升环境表现；表7(3）列的机制变量是社会表现，核心解释变量显著且系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提升有助于企业积极提升社会表现；表7(4）列的机制变量是治理表现，核心解释变量显著且系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提升有助于企业积极提升公司治理表现。综合以上分析，可以发现，企业ESG表现是政府乡村振兴注意力水平驱动企业参与乡村振兴的重要作用机制，而且在环境、社会、治理三个维度中，社会表现维度是最重要的作用机制，研究假说H2a得证。
注：(1)括号内为稳健标准误。(2)***表示1%的显著性水平。
政府乡村振兴注意力反映了政府对乡村发展的关注程度和政策倾斜力度，是推动乡村振兴的关键因素。政府的关注和承诺不仅体现了对乡村问题的重视，同时也向企业和社会传递了积极的信号，表明乡村市场具有潜在的增长机会和投资价值。因此，政府乡村振兴注意力水平的提升可以有效引导企业在农业及相关领域投资，进而深入参与乡村振兴。企业在农业及相关领域的投资，不仅能带动乡村的经济增长，还能促进农业产业链延伸和升级，推动农业现代化。更重要的是，企业在农业及相关领域的投资还具有示范和带动效应。企业的投资不仅能带来资本和技术，还能带来先进的管理理念和市场运作模式。这些都有助于提升乡村的自我发展能力，推动乡村振兴。对企业涉农投资这一机制的检验结果如表7(5）列所示。可以发现，核心解释变量显著且系数为正，说明政府乡村振兴注意力水平的提高有助于增加企业在农业及相关领域的投资，涉农投资是政府乡村振兴注意力水平驱动企业参与乡村振兴的作用机制，研究假说H2b得证。
为进一步检验媒体关注在政府乡村振兴注意力水平影响企业乡村振兴参与度过程中的调节作用，本文基于（3）式进行回归分析。由于不同情感倾向的媒体报道可能会在政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响中发挥不同的调节效应，本文在回归中还将媒体关注划分为正面媒体报道和负面媒体报道，回归结果如表8所示。表8(1)～(3）列的调节变量分别为财经媒体报道、财经媒体正面报道、财经媒体负面报道。可以发现，财经媒体报道、财经媒体正面报道、财经媒体负面报道变量均显著且系数为正，说明媒体关注可以提升企业乡村振兴参与度。政府乡村振兴注意力水平与财经媒体报道的交互项、政府乡村振兴注意力水平与财经媒体正面报道的交互项、政府乡村振兴注意力水平与财经媒体负面报道的交互项均显著且系数为正，说明媒体关注在政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响中具有正向调节效应，而且财经媒体负面报道的调节效应略小于正面报道的调节效应，研究假说H3得证。
注：(1)括号内为稳健标准误。(2)***和**分别表示1%和5%的显著水平。
产权制度直接影响企业目标。一般而言，国有企业的经营目标和战略行为更关注国家战略目标，非国有企业的经营决策则更多以利润为首要目标，战略目标的差异将使企业对政府政策的响应存在差异。本文根据企业实际控制人的类别，将企业划分为国有企业和非国有企业。基于企业产权性质的回归结果如表9(1)～(2）列所示，可以发现，政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响仅在国有企业样本中显著，在非国有企业样本中不显著。
注：①括号内为稳健标准误。②***表示1%的显著性水平。
企业所处行业是否为农业直接影响企业参与乡村振兴的战略决策。一般而言，农业企业在乡村振兴方面的投入已经较多，响应政府乡村振兴的边际作用相对有限。非农业企业在乡村振兴方面的投入相对不足，可能会努力响应政府对乡村振兴的关注。因经营业务范围的差异，两类企业可能在响应政府对乡村振兴的关注方面存在一定差异。本文根据企业所处行业是否为农林渔牧业将样本划分为农业企业和非农业企业，回归结果如表9(3)～(4）列所示。可以发现，政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响仅在非农业企业样本中显著，在农业企业样本中不显著。可能的原因是，农业企业的核心业务本身就是农业，长期享受农业政策的支持，政府乡村振兴注意力对其参与乡村振兴的激励作用相对有限。
不同企业面临的ESG信息披露要求存在差异，为进一步检验不同ESG信息披露压力下政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响是否存在差异，本文根据《上海证券交易所上市公司自律监管指引第14号——可持续发展报告（试行）》和《深圳证券交易所上市公司自律监管指引第17号——可持续发展报告（试行）》，将上证180指数、科创50指数涉及的公司和深证100指数、创业板100指数涉及的公司（共430家）作为强制披露ESG信息的企业，进而检验ESG信息披露情况是否会影响政府乡村振兴注意力水平与企业乡村振兴参与度的关系。一般而言，强制披露相关信息的企业在ESG履行方面可能缺乏主动性，而自愿披露的企业在ESG履行方面更加积极。信息披露异质性的回归结果如表9(5)～(6）列所示，可以发现，政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响仅在自愿披露的企业样本中显著，在强制披露的企业样本中不显著。
中国地域辽阔，不同区域的地理环境、经济发展状况、文化背景、政策环境等均存在一定差异。一般而言，受区域地形与经济发展状况等因素的制约，根据上市公司注册地，本文将研究样本划分为东部、中部、西部和东北部地区四个子样本进行分组回归。与东部和东北地区相比，中部和西部地区的农村发展相对滞后，推进乡村振兴的紧迫性和艰巨性更突出。上述差异可能会影响政府乡村振兴注意力水平与企业乡村振兴参与度的关系。基于地区异质性的回归结果如表10所示，可以发现，政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响仅在中部和西部地区显著为正，在东部和东北地区则不显著。
注：①括号内为稳健标准误。②***表示1%的显著性水平。
乡村振兴既是党和国家解决“三农”问题的战略举措，也是以中国式现代化全面推进强国建设的重要战略基础。扎实推进乡村振兴既需要发挥有为政府的顶层设计与政策部署的制度优势，也需要发挥作为市场主体和社会主体的企业的作用，为乡村产业振兴、人才兴旺、生态宜居等贡献“企业力量”。本文使用沪深A股上市公司2016-2022年的数据，从理论和实证两个维度考察政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度的影响及其作用机制。
本文的研究结论表明：第一，政府乡村振兴注意力水平对企业乡村振兴参与度具有显著正向影响，在一系列稳健性检验和考虑内生性问题后这一研究结论依然成立。第二，政府乡村振兴注意力水平影响企业乡村振兴参与度的重要机制是提升企业ESG战略响应程度和促进企业涉农投资。第三，财经媒体报道在政府乡村振兴注意力水平影响企业乡村振兴参与的过程中发挥正向调节效应。具体而言，财经媒体的正面报道和负面报道都发挥了正向调节效应，财经媒体正面报道的调节效应强于财经媒体负面报道。第四，异质性分析结果显示，政府乡村振兴注意力水平对企业参与乡村振兴的促进作用在国有企业、非农业企业、自愿披露ESG信息的企业以及位于中部和西部地区的企业更明显。
本文从理论和实证两个方面证实了政府乡村振兴注意力水平在推动企业积极参与乡村振兴方面的重要作用，得到的结论对推进乡村振兴具有重要启示。
第一，在政府政策制定方面，各级地方政府要充分认识政府乡村振兴注意力水平对企业参与乡村振兴的导向作用。本文的研究发现，政府乡村振兴注意力水平的提高有助于企业积极参与乡村振兴，而且，这种促进作用对国有企业、非农企业、自愿披露ESG信息的企业以及位于中部和西部地区的企业更明显。地方政府的乡村振兴注意力可以引导社会资源向乡村振兴倾斜，推动有为政府与有效市场的协同，共同推进乡村振兴。政府在制定政策时，一方面，应当结合本地区产业发展实际与乡村振兴参与主体的实际状况，通过制度设计与政策体系优化，强化各类企业参与乡村振兴的积极性和持续性，尤其是需要加大对企业参与乡村振兴的政策支持力度；另一方面，需要根据本地乡村振兴细分领域的推进状况，围绕重点和薄弱领域引入优势企业参与乡村振兴，坚持企业自愿、自主原则，避免向本地企业施加过多的社会压力。特别是需要进一步强化乡村振兴对企业ESG战略的导向作用，通过具体的政策措施，引导和激励各类企业积极制定ESG战略参与乡村振兴。
第二，在企业战略制定方面，企业要更加重视ESG战略的作用，在宏观ESG制度供给不断强化的背景下，进一步强化企业内ESG制度建设。同时，要充分认识到，参与乡村振兴不是单方面支援乡村发展的任务，而是可以将企业自身发展融入国家战略的双赢选择。本文的研究发现，政府乡村振兴注意力水平可以提高企业乡村振兴参与度，其中的一个重要作用机制是提升企业ESG表现，另一个重要机制是促进企业涉农投资。因此，在战略制定时，企业应当进一步以ESG战略及其实践为抓手，将其融入企业业务经营领域与管理实践。
第三，在社会监督方面，媒体一方面要积极做好对乡村振兴的相关报道和政策解读工作，另一方面要积极宣传和引导企业参与乡村振兴的行为与实践。本文的研究发现，无论是财经媒体正面报道还是财经媒体负面报道，均有助于发挥对企业参与乡村振兴的舆论引导作用。因此，媒体报道能够强化乡村振兴注意力对企业参与乡村振兴的促进作用，能够通过强化由政府乡村振兴注意力引发的制度合法性压力，形成“正式制度压力-非正式制度压力”的协同效应，从而促进企业积极响应政府号召并参与乡村振兴。此外，媒体应当继续发挥在乡村振兴中的监督和引导作用。一方面，通过挖掘乡村振兴中相关企业的典型事迹、典型案例以及对优秀企业家的宣传，为各类企业积极响应地方政府在乡村振兴方面的部署开展系列舆论宣传活动，提升乡村振兴推进过程中典型企业与优秀企业家的社会声誉和社会形象，为企业持续参与乡村产业振兴、人才振兴、生态振兴等发挥外部治理效应；另一方面，加强对企业ESG负面行为的报道力度，发挥媒体舆论对企业虚假宣传、“伪ESG”等负面行为的社会监督效应，引导企业制定积极参与乡村振兴的ESG战略，促进企业更好地承担对所处地区各类利益相关方的社会责任。