農(nóng)業(yè)上市公司人力資本與公司績效分析

□文/田糧豐王志堅

（新疆大學經(jīng)濟管理學院新疆·烏魯木齊）

農(nóng)業(yè)上市公司人力資本與公司績效分析

□文/田糧豐王志堅

（新疆大學經(jīng)濟管理學院新疆·烏魯木齊）

［提要］本文選取2012年、2013年滬、深兩市農(nóng)業(yè)上市公司的人力資本和企業(yè)績效相關(guān)數(shù)據(jù)，在理論探究的基礎(chǔ)上，進行描述性統(tǒng)計及構(gòu)建回歸模型，分析此行業(yè)中人力資本與企業(yè)績效的關(guān)系。研究結(jié)論表明：人力資本與企業(yè)績效呈正相關(guān)，但正相關(guān)關(guān)系不顯著，同時人力資本對企業(yè)的貢獻度高于物質(zhì)資本。

人力資本；企業(yè)績效；農(nóng)業(yè)上市公司

收錄日期：2015年4月2日

一、引言

隨著知識經(jīng)濟的不斷發(fā)展，國家和企業(yè)把人力資本放在了一個重要的突出位置。各個行業(yè)對于“高精尖”人才的依賴度呈現(xiàn)逐漲趨勢，越來越注重高學歷人才的引進及對員工的投資。當然，優(yōu)良的人力資本對促進企業(yè)績效及國家經(jīng)濟的發(fā)展發(fā)揮著不可替代的作用。然而，農(nóng)業(yè)上市公司相較于其他行業(yè)的上市公司，整體發(fā)展相對滯后，人力資本的重視程度相對偏低，很大程度上制約了農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的前進。農(nóng)業(yè)上市公司作為農(nóng)業(yè)領(lǐng)域里的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，其發(fā)展對于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，促進企業(yè)績效增長，有著極為重要的作用。因此，探討農(nóng)業(yè)上市公司中人力資本與公司績效的關(guān)系，人力資本對企業(yè)績效的貢獻度具有現(xiàn)實意義。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

國外學者的研究主要集中于不同產(chǎn)業(yè)背景下人力資本與企業(yè)績效的關(guān)系。Weisbeg和Jacab（1996）通過對1990年以色列一家市政公司的65位職員工作狀況進行跟蹤觀察，研究表明，職工的從業(yè)年限和受教育程度與不同團隊的績效呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。Marvidis（2004）通過分析日本銀行業(yè)的人力資本與績效數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人力資本對銀行的價值創(chuàng)造效率有重要作用，但隨著銀行性質(zhì)的不同會有一定績效表現(xiàn)差異。Massimo（2005）選取意大利制造業(yè)、高新技術(shù)行業(yè)和服務(wù)業(yè)的代表企業(yè)，共506個樣本，研究其人力資本和企業(yè)發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)。通過實證分析發(fā)現(xiàn)，對企業(yè)發(fā)展最為重要的是管理人員的工作經(jīng)驗這一人力資本。

國內(nèi)學者從不同層面對企業(yè)整體的人力資本與績效的關(guān)系進行了研究。楊盛莉（2008）以高技術(shù)企業(yè)為研究樣本，對其不同層面的人力資本進行了剖析，闡述了人力資本對績效的推動理論，最后建立兩者的作用模型，證實理論。任書麗（2010）分別選取高新技術(shù)行業(yè)和傳統(tǒng)行業(yè)的通信類企業(yè)及紡織企業(yè)為樣本，并通過對兩類不同性質(zhì)企業(yè)的具體研究，發(fā)現(xiàn)人力資本會對企業(yè)績效具有關(guān)鍵性作用。尹飄揚、楊向陽（2009）選取30家民營企業(yè)和30家非民營企業(yè)為樣本，通過建立人力資本和企業(yè)績效的回歸模型，企業(yè)人力資本存量和專門性人才比例與企業(yè)績效具有正向相關(guān)性，國有人力資本與企業(yè)績效的相關(guān)性弱于民營企業(yè)。

總體而言，國內(nèi)外學者通過理論研究并結(jié)合實證分析，認為企業(yè)人力資本與企業(yè)績效存在正相關(guān)關(guān)系。

基于以上理論分析，本文作出以下假設(shè)：本文研究內(nèi)容是農(nóng)業(yè)上市公司人力資本與企業(yè)績效關(guān)系，而前文中以凈資產(chǎn)收益率衡量企業(yè)績效。所以，下文通過凈資產(chǎn)收益率被解釋變量與各解釋變量的關(guān)系來說明農(nóng)業(yè)上市公司人力資本與企業(yè)績效的關(guān)系。

假設(shè)1：在農(nóng)業(yè)上市公司中企業(yè)績效與人力資本存量正相關(guān)。

假設(shè)2：在農(nóng)業(yè)上市公司中企業(yè)績效與人力資本投入正相關(guān)。

假設(shè)3：在農(nóng)業(yè)上市公司中企業(yè)人力資本對績效的貢獻度高于物質(zhì)資本投入對績效的貢獻度。

表1　描述統(tǒng)計量

三、實證分析

（一）研究方法。關(guān)于企業(yè)人力資本及其績效的相關(guān)關(guān)系研究，在閱讀文獻的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)諸多學者運用線性回歸模型進行分析。劉珊（2014）在碩士論文《新能源企業(yè)人力資本與企業(yè)績效關(guān)系實證分析》中，以凈資產(chǎn)收益率作為被解釋變量反映企業(yè)績效、人力資本存量等六個指標作為解釋變量及控制變量，使用多元回歸模型探究新能源行業(yè)中上市公司的人力資本和公司績效的關(guān)系。田青青（2012）利用國內(nèi)上市醫(yī)藥企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)，并將高管人力資本分為教育型、實踐性、激勵性人力資本，采用回歸分析法予以分析不同類型人力資本與公司績效的關(guān)系。另外，范玲（2010）、鄭雅元（2013）、婁小云（2013）等專業(yè)學者對不同角度、不同行業(yè)背景下的人力資本與績效關(guān)系的研究均選用了回歸模型。因此，我們發(fā)現(xiàn)回歸模型對于人力資本與企業(yè)績效的實證分析具有普遍適用性。本文在描述統(tǒng)計分析的基礎(chǔ)上，對農(nóng)業(yè)上市公司的人力資本與績效數(shù)據(jù)，進行回歸分析。

（二）樣本選取及變量設(shè)計。本文以在上海、深圳證券交易所上市的農(nóng)業(yè)公司為研究對象，所獲取數(shù)據(jù)均來自巨潮資訊和新浪財經(jīng)提供的各個公司年報數(shù)據(jù)，為確保分析結(jié)果的可靠性與有效性，剔除被ST的企業(yè)。根據(jù)2014年上市公司行業(yè)分類結(jié)果，農(nóng)業(yè)上市公司一共41家，篩除*ST大地、*ST景谷，剩余39家企業(yè)符合本文研究要求。

本文主要研究農(nóng)業(yè)類上市公司的人力資本與公司績效的關(guān)系，閱讀文獻發(fā)現(xiàn)，不同學者對于研究兩者關(guān)系指標的選取各有異同，但多采用凈資產(chǎn)收益率以代表企業(yè)績效，人力資本存量等各項指標衡量人力資本，而對于控制變量的選擇企業(yè)資本結(jié)構(gòu)居多。本文借鑒前人的指標選擇，選擇普遍使用的凈資產(chǎn)收益率量化企業(yè)績效作為被解釋變量，人力資本存量、人力資本投入、物質(zhì)資本投入、人力資本投入增量、物質(zhì)資本投入增量衡量企業(yè)人力資本作為自變量，資產(chǎn)負債率衡量企業(yè)資本結(jié)構(gòu)為控制變量。其中：

凈資產(chǎn)收益率（ROE）=凈利潤/平均股東權(quán)益

人力資本存量（HC）=2013年末與2012年末大專及以上學歷員工人數(shù)/（2×所有職工人數(shù)）

人力資本投入（HCI）=支付給職工以及為員工支付的現(xiàn)金/總現(xiàn)金

物質(zhì)資本投入（K）=（固定資產(chǎn)+存貨+無形資產(chǎn)）/資產(chǎn)總額

人力資本投入增量（△HCI）=2013年HCI-2012年HCI

物質(zhì)資本投入增量（△K）=2013年K-2012年K

資產(chǎn)負債率（CS）=負債總額/資產(chǎn)總額

（三）模型構(gòu)建及實證過程。本文樣本為2012年、2013年的農(nóng)業(yè)上市公司，模型構(gòu)建如下：

其中，i表示第i個企業(yè)，例如：Yi表示i企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率；βi表示各變量回歸系數(shù)，εi為隨機誤差項。

1、描述性統(tǒng)計分析。（表1）從表1變量的描述性統(tǒng)計中我們可以看出人力資本存量（HC），也就是企業(yè)中大專以上學歷占總員工的比例相差較大，極小值為0.0307，極大值為0.8467。對于高學歷員工的重視程度在農(nóng)業(yè)企業(yè)中表現(xiàn)的層次不齊，整體而言高學歷的人才比例不高。同樣的，人力資本投入（HCI）差距比較大，極小值為0.0371，極大值為0.6992。對于物質(zhì)資本的投入（K）均值為0.569，農(nóng)業(yè)上市公司對于物質(zhì)資本的注重比較高，高于人力資本投入。而對于物質(zhì)資本增加值（△K）均值為0.059773，整體增量較少。

2、相關(guān)性分析。利用SPSS21.0作樣本數(shù)據(jù)的Pearson相關(guān)分析，具體變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2所示。（表2）從表2可以看出，農(nóng)業(yè)上市公司中，凈資產(chǎn)收益率（ROE）與人力資本存量（HC）、人力資本投入（HCI）、物質(zhì)資本投入（K）呈正相關(guān)關(guān)系，證實了假設(shè)1和假設(shè)2，但與人力資本投入增量（△HCI）、物質(zhì)資本投入增量（△K）呈現(xiàn)負相關(guān)，可能是由于兩者的投入增量不足引起的。

農(nóng)業(yè)行業(yè)目前仍處于粗獷發(fā)展階段，對于中高端人才的投入力度偏低，甚至是高科技生產(chǎn)設(shè)備的使用率偏低，對于高科技知識的掌握與運用相對缺乏。大多數(shù)企業(yè)仍將其定位于低端、低科技含量的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)，對于農(nóng)產(chǎn)品的深加工，農(nóng)業(yè)的深挖掘存在欠缺。對于樣本的分析，我們就可以看出農(nóng)業(yè)上市公司中，人力資本的投入會促進企業(yè)績效的發(fā)展，但就目前階段而言，兩者的正相關(guān)關(guān)系偏低。

3、線性回歸分析。（表3）KMO檢驗用于檢查變量間的偏相關(guān)性，以判定原始數(shù)據(jù)進行因子分析的可行性。KMO檢驗值越接近于1，變量間的偏相關(guān)性越強，因子分析的效果越好。由表3看出，樣本數(shù)據(jù)的KMO值為0.633＞0.5，Bartlett的球形度檢驗的顯著性為0.011＜0.05，因此可以進行下一步的因子分析。

表2　Pearson相關(guān)性分析

從表4中，能夠看到，因子提取之后，方差較高，提取的因子可以較好的描述解釋變量。從表5中，解釋的總方差表也說明前三個因子可以解釋6個指標的71.955%。（表4、表5）

由表6可知，F(xiàn)1公因子在HC、HCI、△HCI成分得分系數(shù)較大，F(xiàn)1主要反映人力資本存量、人力資本投入、人力資本投入增加量，稱其為人力資本因子；F2主要反映資產(chǎn)負債率的水平，稱其為資本結(jié)構(gòu)因子；F3主要反映物質(zhì)資本投入、物質(zhì)資本投入增量的水平，稱其為物質(zhì)資本因子。（表6）從而得出，各因子的線性表示：

表3　KMO和Bartlett的檢驗

表4　公因子方差

表5　解釋的總方差

將三個公因子作為解釋變量，與企業(yè)績效進行回歸分析，建立回歸模型：

其中，Yi表示企業(yè)績效，F(xiàn)1、F2、F3分別代表提取的三個公因子。（表7）

對三個因子進行回歸分析，表7顯示了三個因子的回歸結(jié)果，進而寫出回歸方程：

從中發(fā)現(xiàn)，人力資本對凈資產(chǎn)收益率的影響度0.012高于物質(zhì)資本對凈資產(chǎn)收益率的影響度0.008，進而證實了假設(shè)3。

四、結(jié)論及對策建議

實證分析結(jié)果表明，我國農(nóng)業(yè)上市公司的人力資本存量及人力資本投入不高，人力資本對于企業(yè)績效有正面推動力，但兩者的相關(guān)性偏低，人力資本對于企業(yè)績效的貢獻不足。

農(nóng)業(yè)企業(yè)目前多為粗放式發(fā)展，推動企業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展主要依靠大量生產(chǎn)要素投入，尚未實現(xiàn)主要依靠人力資本與知識積累推動企業(yè)進步與發(fā)展。鑒于實證分析結(jié)果及農(nóng)業(yè)上市公司發(fā)展現(xiàn)狀，為改善農(nóng)業(yè)上市公司績效表現(xiàn)，企業(yè)應(yīng)努力提升員工人力資本的水平。企業(yè)間的績效水平之所以不同，關(guān)鍵在于企業(yè)職工的人力資本存在一定差異，只有員工具備高水準的人力資本，才能高效完成企業(yè)制定的戰(zhàn)略目標。農(nóng)業(yè)企業(yè)應(yīng)轉(zhuǎn)化企業(yè)發(fā)展觀念，從物質(zhì)要素的投入為主逐步轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙匀藶楸尽保瑯淞⒆鹬厝瞬?、尊重知識的觀念，增加對適合本企業(yè)發(fā)展高學歷人員的招聘及培養(yǎng)，提升人力資本存量。另外，企業(yè)應(yīng)不斷優(yōu)化企業(yè)員工培訓模式及發(fā)展體系，更新員工知識技能，加大人力資本投入的力度。

表6　旋轉(zhuǎn)成分矩陣a

表7　回歸分析結(jié)果

主要參考文獻：

［1］劉珊.新能源企業(yè)人力資本與企業(yè)績效關(guān)系實證分析［D］.青島大學，2014.

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