基于背農(nóng)現(xiàn)象的我國農(nóng)業(yè)上市公司綜合績效實證研究

武漢紡織大學會計學院 胡星輝

一、理論模型

（一）研究假設(shè)。我國是新興加轉(zhuǎn)軌的經(jīng)濟，要素分配的市場體系還很不完善，外部市場不發(fā)達，效率低下，農(nóng)業(yè)的弱質(zhì)性導(dǎo)致農(nóng)業(yè)上市公司尋求更高效的產(chǎn)業(yè)經(jīng)營以提高經(jīng)營業(yè)績。同時，農(nóng)業(yè)上市公司的產(chǎn)業(yè)偏離將降低外部效應(yīng)，其社會績效和環(huán)境績效將下降。

由此，我們得出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：“專于農(nóng)”的農(nóng)業(yè)上市公司綜合績效將優(yōu)于有非農(nóng)傾向的公司；

假設(shè)1b：“專于農(nóng)”的農(nóng)業(yè)上市公司綜合績效將低于有非農(nóng)傾向的公司；

假設(shè)2：有非農(nóng)傾向的農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)濟績效將優(yōu)于“專于農(nóng)”的公司；

假設(shè)3：“專于農(nóng)”的農(nóng)業(yè)上市公司社會績效將優(yōu)于有非農(nóng)傾向的公司；

假設(shè)4：“專于農(nóng)”的農(nóng)業(yè)上市公司環(huán)境績效將優(yōu)于有非農(nóng)傾向的公司。

（二）樣本數(shù)據(jù)與研究方法。本部分回歸分析的樣本是32家農(nóng)業(yè)上市公司，財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)由各上市公司經(jīng)中國證監(jiān)會審核公布的年報整理分析而得，使用EXCEL和SPSS13.0進行統(tǒng)計分析。

本研究采用的主要研究方法是均值比較分析法和回歸分析法。均值分析過程即是按照一定標準對樣本進行分組，求解不同組別農(nóng)業(yè)上市公司綜合績效的均值，進行比較并得出顯著性概率。具體而言就是按照“專注于農(nóng)業(yè)的程度高低”來分組，據(jù)此將分組指標設(shè)定為“主營業(yè)務(wù)利潤率”，其公式為：主營業(yè)務(wù)利潤率=（營業(yè)利潤一其他業(yè)務(wù)利潤）/利潤總額，這一指標反映出農(nóng)業(yè)上市公司在主營業(yè)務(wù)方面投入的精力及達到的效果。根據(jù)主營業(yè)務(wù)鮮明率高低，可以將農(nóng)業(yè)上市公司分為專注于農(nóng)業(yè)主業(yè)程度較高和較低兩組，其中，專注于農(nóng)業(yè)較低組的農(nóng)業(yè)上市公司“背農(nóng)”程度相對較高，按此分組對綜合績效、經(jīng)濟績效、環(huán)境績效和社會績效得分進行對比和差異的顯著性檢驗。回歸分析是通過設(shè)定并計算樣本公司非農(nóng)業(yè)各項經(jīng)營指標，據(jù)此建立與綜合績效、經(jīng)濟績效、環(huán)境績效和社會績效之間的多元線性回歸模型并進行相應(yīng)檢驗，最后對結(jié)果進行分析。

（三）變量設(shè)定

1.被解釋變量。農(nóng)業(yè)上市公司績效，分別用綜合績效、經(jīng)濟績效、社會績效和環(huán)境績效來度量。

2.解釋變量。劉驥（2008）對于農(nóng)業(yè)上市公司背農(nóng)現(xiàn)象的考察，主要從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的角度，因此在統(tǒng)計農(nóng)業(yè)上市公司主營業(yè)務(wù)所涉及行業(yè)個數(shù)及多元化程度時，一方面采用2001年4月中國證監(jiān)會頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》對公司主要業(yè)務(wù)進行劃分：另一方面，把農(nóng)業(yè)主業(yè)務(wù)及產(chǎn)業(yè)相關(guān)的產(chǎn)供銷等經(jīng)營劃分到一個業(yè)務(wù)中，作為農(nóng)業(yè)行業(yè)來考察。本文借鑒以前學者的考察方法擬采用以下三個指標來測度農(nóng)業(yè)上市公司的背農(nóng)現(xiàn)象：

是否背農(nóng)（DA，Deviation agricultural）：虛擬變量，如果樣本公司進行非農(nóng)行業(yè)多元化擴張，則為背農(nóng)上市公司，取值1，非背農(nóng)則取值0。

經(jīng)營單元數(shù)量（BUN，Business unit number）：即年報中公布的樣本公司主要從事的行業(yè)數(shù)目。

收入Herfindahl指數(shù)（簡稱HHI）：指公司各經(jīng)營單元的收入與營業(yè)總收入之比的平方和，當某一公司只涉足某一類行業(yè)時，HHI值就為1，也就是我們所說的單一化企業(yè)，多元化經(jīng)營程度越高，則HHI指數(shù)越低。

3.其他控制變量。本文選取四個控制變量：①公司規(guī)模（Szie），即農(nóng)業(yè)上市公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)。②公司上市年限（AGE），采用定距變量，若樣本公司1995年上市，則 AGE(2007)=13，AGE（2008）=14，依此類推。③前期單位營業(yè)收入補貼(SPOI-1)，計算公式為：前期樣本公司獲得的補貼收入/營業(yè)收入。④前期單位營業(yè)收入所得稅優(yōu)惠（TPPOI-1），計算公式為：前期樣本公司獲得的所得稅優(yōu)惠/營業(yè)收入。選取以上四個控制變量的理由是減少(多元化經(jīng)營以外)來自政策扶持、上市年限和企業(yè)規(guī)模四個方面對企業(yè)績效的影響。

（四）模型構(gòu)建

1.模型 1：

在模型1、模型2和模型3中，XP表示公司績效變量，其中CP表示綜合績效，ENP表示經(jīng)濟績效，SP表示社會績效，ELP表示環(huán)境績效。DA代表是否背農(nóng)，BUN代表樣本公司的業(yè)務(wù)單元數(shù)，HHI代表業(yè)務(wù)收入的赫芬德爾指數(shù)。其他變量為控制變量，其中SIZE和AGE分別表示公司規(guī)模和上市年限，SPOI-1表示樣本公司上期的單位營業(yè)收入補貼，TPPOI-1表示樣本公司上期的單位營業(yè)收入所得稅優(yōu)惠。

二、實證分析

（一）模型數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，樣本公司2009年綜合績效得分均值為3.22分，最小值為1.866分，最大值僅4.386分，標準差系數(shù)為0.161，說明我國農(nóng)業(yè)上市公司綜合績效普遍偏低，相互之間的差異不是特別大。其中經(jīng)濟績效均值為1.371分，社會績效均值為0.99分，環(huán)境績效均值為0.858分，樣本公司之間差異最大的是社會績效，其次是經(jīng)濟績效，環(huán)境績效差異最小，這與我國農(nóng)業(yè)上市公司的實際狀況基本吻合，說明樣本具有較強的代表性。解釋變量中，是否“背農(nóng)”的均值為0.75，說明75%的農(nóng)業(yè)上市公司進行了非農(nóng)的多元化經(jīng)營，“背農(nóng)”經(jīng)營相當普遍，“背農(nóng)”經(jīng)營是否能促進企業(yè)提高綜合績效的研究對于農(nóng)業(yè)上市公司的戰(zhàn)略決策具有重要的指導(dǎo)意義。樣本公司經(jīng)營業(yè)務(wù)單位的均值為2.47，最大值為5，說明“背農(nóng)”經(jīng)營的農(nóng)業(yè)上市公司涉足行業(yè)相當廣泛。收入Herfindahl指數(shù)均值為0.7088，說明雖然農(nóng)業(yè)上市公司進行了非農(nóng)擴張，但各樣本公司主營業(yè)務(wù)收入還是占絕對優(yōu)勢地位?？刂谱兞恐校捌诤捅酒趩挝粻I業(yè)收入補貼均值分別為0.0114和0.0115，說明國家對農(nóng)業(yè)上市公司的補貼總的來說2009年比2008年略有增長。前期和本期單位營業(yè)收入所得稅優(yōu)惠均值分別為-0.0217和-0.0386，說明樣本公司獲得的所得稅優(yōu)惠2009年比2008年多，而且增長幅度還比較大樣本公司平均總資產(chǎn)的自然對數(shù)為9.2589，且相互之間的差異較小，以中型企業(yè)為主，平均上市年限為3.757年，相對而言上市年限比較短，屬于資本市場比較年輕的公司。

（二）模型變量的相關(guān)分析.模型變量的相關(guān)系數(shù)表見表2。從表中可以看出，綜合績效與經(jīng)濟績效和社會績效顯著正相關(guān)，但是與環(huán)境績效沒有明顯的相關(guān)性，可能是由于環(huán)境績效

指標選取的都是定性變量，而且各公司之間披露信息的程度差不多，這是公司之間的差異不大導(dǎo)致的。綜合績效與收入的Herfindahl指數(shù)顯著正相關(guān)，與是否背農(nóng)負相關(guān)，與經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)也負相關(guān)。經(jīng)濟績效也與收入Herfindahl指數(shù)顯著正相關(guān)，與是否背農(nóng)負相關(guān)，與經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)負相關(guān)。社會績效不僅與收入Herfindahl指數(shù)顯著正相關(guān)，而且與經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)顯著負相關(guān)，與是否背農(nóng)負相關(guān)。環(huán)境績效與各背農(nóng)代理變量之間的關(guān)系與上述三個績效指標的方向正好相反，環(huán)境績效與是否背農(nóng)和經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)正相關(guān)，而與收入Herfindahl指數(shù)負相關(guān)，但都沒有通過顯著性檢驗，可以通過回歸分析進一步探求各指標之間的關(guān)系。

表2 模型變量的相關(guān)系數(shù)表

（三）分組均值比較及檢驗。為了比較背農(nóng)和專于農(nóng)樣本公司績效的差異，我們根據(jù)主營業(yè)務(wù)鮮明率將樣本公司分組，主營業(yè)務(wù)鮮明率大于均值的歸為主業(yè)鮮明度高的組，而主營業(yè)務(wù)鮮明率小于均值的歸到主業(yè)鮮明度低的組，結(jié)果見表3。從表中可以看出，主業(yè)鮮明度高的組，其綜合績效、經(jīng)濟績效、社會績效均值都高于主業(yè)鮮明度低的組，經(jīng)濟績效中，主業(yè)鮮明度高的組，其盈利能力、營運能力和發(fā)展能力均值都比主業(yè)鮮明度低的組高，但償債能力主業(yè)鮮明度低的組略高些。社會績效中，主業(yè)鮮明度高的組，其社會貢獻、三農(nóng)帶動和商業(yè)道德均值都比主業(yè)鮮明度低的組高。值得注意的是，主業(yè)鮮明度高的組，其環(huán)境績效均值低于主業(yè)鮮明度低的組，主要是主業(yè)鮮明度低的組，其資源利用得分均值遠遠高于主業(yè)鮮明度高的組。為了進一步驗證兩組樣本績效的差異是否顯著，我們將兩組樣本的均值進行了Mann-Whitney U顯著性檢驗，結(jié)果見表4所示。

表3 2009年各績效得分及分解變量在不同主營業(yè)務(wù)鮮明程度下的描述性統(tǒng)計

表4 各績效得分及分解變量在不同主營業(yè)務(wù)鮮明度下的均值差異顯著性檢驗

從表4可以看出，主業(yè)鮮明度高的組和主業(yè)鮮明度低的組在綜合績效、經(jīng)濟績效和社會績效方面存在顯著差異，鮮明度高的組綜合績效、經(jīng)濟績效和社會績效顯著高于主業(yè)鮮明度低的組，環(huán)境績效方面，兩組差異不顯著。經(jīng)濟績效方面，主業(yè)鮮明度高組的盈利能力和營運能力顯著高于主業(yè)鮮明度低組，兩組在償債能力和發(fā)展能力方面差異不顯著。社會績效方面，主業(yè)鮮明度高組的三農(nóng)帶動顯著好于主業(yè)鮮明度低組，兩組在社會貢獻和商業(yè)道德方面差異不顯著。環(huán)境績效方面，兩組無論是在環(huán)保投入、資源利用還是環(huán)保效果方面均沒有顯著差異。

（四）是否“背農(nóng)”與農(nóng)業(yè)上市公司績效

表5 是否“背農(nóng)”與農(nóng)業(yè)上市公司績效回歸結(jié)果

模型1的檢驗結(jié)果見表5，從表中可以看出，F(xiàn)值均在0.05的水平上顯著，且各模型的Adjusted R square在21.5%到36.8%之間，說明運用線性回歸方程擬合是合適的，但模型的解釋能力還不太高，可能是沒有考慮影響企業(yè)績效的其他重要因素，DW值都在2左右，不存在多重共線性問題。

就系數(shù)而言，DA與CP負相關(guān)，系數(shù)為-0.330，且通過了10%的顯著性檢驗，說明“背農(nóng)”樣本公司的綜合績效顯著低于專于農(nóng)的樣本公司，假設(shè)1a得到驗證。DA還與SP負相關(guān)，系數(shù)為-0.222，也通過了10%的顯著性檢驗，說明“背農(nóng)”樣本公司的社會績效顯著低于專于農(nóng)的樣本公司，假設(shè)3得到了驗證。

DA與ENP和ELP負相關(guān)，系數(shù)分別為-0.04和-0.069，但均沒有通過顯著性檢驗，說明是否背農(nóng)與農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)濟績效和環(huán)境績效無關(guān)，或者說背農(nóng)不是影響農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)濟績效和環(huán)境績效的關(guān)鍵因素，假設(shè)2和假設(shè)4沒有得到驗證。原因可能為是否“背農(nóng)”只是虛擬變量，對背農(nóng)的度量不夠精確，因此下面我們分別用經(jīng)營單元數(shù)和收入的Herfindahl指數(shù)作為背農(nóng)的替代變量進行檢驗。

（五）經(jīng)營單元數(shù)與農(nóng)業(yè)上市公司績效

表6 經(jīng)營單元數(shù)與農(nóng)業(yè)上市公司績效回歸結(jié)果

模型2的檢驗結(jié)果見表6，從表中可以看出，F(xiàn)值均在0.05的水平上顯著，且各模型的Adjusted R square在33.8%到38.8%之間，說明運用線性回歸方程擬合是合適的，擬合優(yōu)度比模型1有所提高，但解釋能力還不算太強，可能沒有考慮影響企業(yè)績效的其他重要因素，DW值都在2左右，不存在多重共線性問題。

就系數(shù)而言，BUN與CP負相關(guān)，系數(shù)為-0.141，且通過了10%的顯著性檢驗，說明經(jīng)營的單元數(shù)越多，樣本公司的綜合績效越差，而“背農(nóng)”公司的經(jīng)營單元數(shù)肯定多于專于農(nóng)的樣本公司，也就是說“背農(nóng)”公司的綜合績效肯定低于專于農(nóng)的公司，又一次驗證了假設(shè)1a。DA還與SP負相關(guān)，系數(shù)為-0.131，且通過了1%的顯著性檢驗，說明經(jīng)營的單元數(shù)越多，樣本公司的社會績效越差，而“背農(nóng)”公司的經(jīng)營單元數(shù)肯定多于專于農(nóng)的樣本公司，也就是說“背農(nóng)”樣本公司的社會績效顯著低于專于農(nóng)的樣本公司，假設(shè)3又一次得到驗證。

與模型1的檢驗結(jié)果類似，BUN與ENP和ELP也負相關(guān)，系數(shù)分別為-0.003和-0.006，但均沒有通過顯著性檢驗，說明多元化經(jīng)營不會顯著影響樣本公司的經(jīng)濟績效和環(huán)境績效，或者說背農(nóng)不是影響農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)濟績效和環(huán)境績效的關(guān)鍵因素，假設(shè)2和假設(shè)4沒有得到驗證。

（六）收入的Herfindahl指數(shù)與農(nóng)業(yè)上市公司績效

表7 收入的Herfindahl指數(shù)與上市公司績效回歸結(jié)果

模型3的檢驗結(jié)果見表7，從表中可以看出，F(xiàn)值均在0.05的水平上顯著，且各模型的Adjusted R square在36.1%到48.6%間，說明運用線性回歸方程擬合是合適的，擬合優(yōu)度比模型1和模型2更高，但解釋能力不算太強，可能是漏掉了影響企業(yè)績效的其他重要因素，DW值都在2左右，不存在多重共線性問題。

HHI與CP正相關(guān)，系數(shù)為0.927，且通過了1%的顯著性檢驗，說明收入的Herfindahl指數(shù)越大，樣本公司的綜合績效越高，而專于農(nóng)樣本公司的收入Herfindahl指數(shù)肯定大于“背農(nóng)”公司，即專于農(nóng)樣本公司的綜合績效顯著高于“背農(nóng)”公司，又一次驗證了假設(shè)1a。

HHI與ENP也正相關(guān)，系數(shù)為0.379，且通過了10%的顯著性檢驗，說明收入Herfindahl指數(shù)越大，樣本公司的經(jīng)濟績效越高，即專于農(nóng)樣本公司的經(jīng)濟績效顯著高于“背農(nóng)”公司，這與假設(shè)2正好相反，假設(shè)2沒有得到驗證。可能是農(nóng)業(yè)上市公司非相關(guān)多元化會增大企業(yè)的風險，降低企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績。

HHI與SP正相關(guān)，系數(shù)為0.595，且通過了1%的顯著性檢驗，說明收入Herfindahl指數(shù)越大，企業(yè)的社會績效約好，即專于農(nóng)樣本公司的社會績效顯著優(yōu)“背農(nóng)”公司，假設(shè)3又一次得到驗證。

HHI與ELP負相關(guān)，系數(shù)為-0.047，但沒有通過顯著性檢驗，說明收入Herfindahl指數(shù)與環(huán)境績效沒有顯著相關(guān)性，即專于農(nóng)樣本公司的環(huán)境績效與“背農(nóng)”公司環(huán)境績效沒有顯著差異，假設(shè)4沒有得到驗證。

由3個模型可知，專于農(nóng)樣本公司的綜合績效、經(jīng)濟績效和社會績效顯著優(yōu)于“背農(nóng)”樣本公司，假設(shè)1a和假設(shè)3都得到驗證，假設(shè)2和假設(shè)4沒有通過驗證。

三、結(jié)論及啟示

（一）結(jié)論。通過實證分析可以看出，農(nóng)業(yè)上市公司中“專于農(nóng)”的企業(yè)在綜合績效、經(jīng)濟績效和社會績效方面的得分均值要大于更具有非農(nóng)化經(jīng)營傾向的農(nóng)業(yè)上市公司，多元回歸模型及其檢驗結(jié)果說明了我國農(nóng)業(yè)上市公司進行“背農(nóng)”經(jīng)營的程度與其綜合績效、經(jīng)濟績效和社會績效顯著負相關(guān)，“背農(nóng)”經(jīng)營從整體上損害農(nóng)業(yè)上市公司的綜合績效。

（二）啟示。首先，從農(nóng)業(yè)上市公司“背農(nóng)”經(jīng)營的成因和實證分析結(jié)果來看，我國農(nóng)業(yè)自身所固有的土地資源緊張、基礎(chǔ)設(shè)施落后以及產(chǎn)業(yè)政策不協(xié)調(diào)是阻礙農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的主要障礙，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)比較利益低下及其弱質(zhì)性特征的加劇，這誘使農(nóng)業(yè)上市公司整體績效較低、從而進行非農(nóng)化經(jīng)營。政府應(yīng)該在制度創(chuàng)新上（如土地流轉(zhuǎn)改革以及糾正農(nóng)業(yè)外部性等)、增加農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施政府投資的力度，而且還要在農(nóng)業(yè)產(chǎn)供銷體制改革上下足功夫，以改善農(nóng)業(yè)的投資經(jīng)營環(huán)境，才可能真正引導(dǎo)農(nóng)業(yè)上市公司專注于本行業(yè)。在優(yōu)惠方面，對于農(nóng)業(yè)上市公司的相關(guān)優(yōu)惠政策，應(yīng)當進一步研究實施方案，譬如優(yōu)撫對象認證終身制的廢除，進行定期核檢，避免企業(yè)的尋租傾向，以強化激勵約束效果。

其次，要建立健全農(nóng)業(yè)上市公司的投資監(jiān)管體系。從政府層面而言，應(yīng)加大違規(guī)成本，以糾正一些農(nóng)業(yè)上市公司募集資金使用與其招股說明書及配股說明書嚴重相背離的情況；再次要加強對審計師事務(wù)所和會計師事務(wù)所的管理，完善農(nóng)業(yè)上市公司的信息披露制度，杜絕農(nóng)業(yè)上市公司投資信息的虛假披露行為。還可以建立規(guī)范嚴格的農(nóng)業(yè)上市公司投資評價機構(gòu)，以此對農(nóng)業(yè)上市公司的投資規(guī)模、投資方向及效益進行權(quán)威評估。從公司層面而言，應(yīng)該強化董事會和監(jiān)事會的監(jiān)督職能，將農(nóng)業(yè)上市公司的投資決策程序、投資成果以及成果分配置于有效的監(jiān)督之下。

1.Blanchard,O.Heifer,A.2000.Federism with and without Political Centralization,China Versus Russia.NBER Working Paper,7616.

2.董菊紅.2006.農(nóng)業(yè)上市公司“背農(nóng)投資”影響分析.財會通訊（理財版）。