中國農(nóng)業(yè)行業(yè)公司治理溢價(jià)研究

陳嘉儀 江南大學(xué)

一、引言

當(dāng)前經(jīng)濟(jì)下，農(nóng)業(yè)仍是影響我國國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的直接因素，而農(nóng)業(yè)上市公司的管理基礎(chǔ)和競爭優(yōu)勢仍然較為薄弱，制約了公司的長遠(yuǎn)發(fā)展，其根源在于農(nóng)業(yè)上市公司在公司治理中存在的問題。

本文以農(nóng)業(yè)上市公司為樣本，以超額收益作為衡量公司治理溢價(jià)的指標(biāo)，分析公司治理情況對經(jīng)營績效的影響。通過實(shí)證分析的結(jié)果，找出改進(jìn)農(nóng)業(yè)上市公司內(nèi)部治理機(jī)制的意見和建議。

二、文獻(xiàn)回顧

本文主要從股東大會(huì)與股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和經(jīng)理層等4個(gè)特征來反映公司治理。股東大會(huì)與股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，胡潔、胡穎（2006）用OLS方法研究了2001年1050家公司ROE、EPS與法人股之間的關(guān)系，結(jié)果顯示法人股與公司業(yè)績之間沒有線性相關(guān)關(guān)系[1]。董事會(huì)方面，孫永祥和章融（2000）分析了1998年517家上市公司的董事會(huì)規(guī)模與公司績效的變化，得出二者之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論[2]。監(jiān)事會(huì)特征中，劉名旭和喻強(qiáng)（2005）通過研究249家民營上市公司監(jiān)事會(huì)，結(jié)論表明監(jiān)事會(huì)規(guī)模、年度會(huì)議次數(shù)與公司績效之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系[3]。經(jīng)理層方面，于東智（2001）分析了944家上市公司高管持股比例與ROE之間的關(guān)系，結(jié)論顯示兩者呈正相關(guān)關(guān)系，但不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，認(rèn)為公司績效更多地受到資產(chǎn)規(guī)模、行業(yè)特點(diǎn)和區(qū)域因素等的影響[4]。

三、樣本數(shù)據(jù)和研究方法

（一）樣本選擇

本文所選數(shù)據(jù)為2009-2017年農(nóng)業(yè)行業(yè)的16家上市公司治理數(shù)據(jù)，共17項(xiàng)指標(biāo)。

（二）研究方法

投資組合的超額收益率可由市場資產(chǎn)組合（Rm-Rf）、市值因子（SMB）、賬面市值比因子（HML）構(gòu)成，三因素模型為：

則Rit-Rft和Rmt-Rft分別是組合i的超額回報(bào)率和市場組合的超額回報(bào)率。

（三）變量計(jì)算

1.指標(biāo)的計(jì)算

本文通過4個(gè)治理維度的17個(gè)指標(biāo)反映公司治理情況。對樣本進(jìn)行效度分析，結(jié)果為KMO=0.658，P=0.000，通過KMO和Bartlett球狀檢驗(yàn)，說明樣本效度較好，可以進(jìn)行因子分析。

根據(jù)因子分析的結(jié)果，前六個(gè)因子的特征值大于1，可以解釋整體76.375%的變異，因此，選取前六個(gè)因子即可對整體數(shù)據(jù)有較好的解釋效果。

表1 公司治理因子旋轉(zhuǎn)矩陣

x6 .091 .955 -.051 -.160 -.082 -.042 x7 -.234 .137 .833 .007 .062 .163 x8 -.100 .184 .821 -.043 -.118 -.157 x9 -.061 -.027 .763 -.154 .120 .191 x10 -.129 .236 .133 .813 -.239 .227 x11 .015 .233 .161 .878 .144 -.075 x12 .197 .001 -.354 .658 .028 -.023 x13 -.029 .455 -.035 -.005 -.614 -.319 x14 .078 .014 -.122 .302 .665 .149 x15 -.139 -.052 .076 .188 .843 -.038 x16 -.017 .192 .211 .014 -.064 .829 x17 .080 -.084 .192 .189 .104 .886提取方法：主成份。旋轉(zhuǎn)法：具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。

旋轉(zhuǎn)矩陣中，共生成六個(gè)因子，年度股東大會(huì)的會(huì)議總次數(shù)、會(huì)議出席率和第一大股東持股比例等為第一個(gè)因子；CR指數(shù)、Z指數(shù)和Her fi ndahl指數(shù)等為第二個(gè)因子；年度董事會(huì)會(huì)議次數(shù)、董事會(huì)規(guī)模和獨(dú)立董事總?cè)藬?shù)等為第三個(gè)因子；董事會(huì)持股比例、前三名董事報(bào)酬和獨(dú)立董事津貼等為第四個(gè)因子；監(jiān)事會(huì)規(guī)模、年度監(jiān)事會(huì)會(huì)議次數(shù)和監(jiān)事會(huì)持股比例等為第五個(gè)因子；高管人員持股比例和前三名高管的報(bào)酬等為第六個(gè)因子。

對各因子加權(quán)計(jì)算得到各公司的綜合得分，[5]得分越高，表示治理狀況越優(yōu)。組合收益率的計(jì)算通過股票市值作為權(quán)數(shù)進(jìn)行加權(quán)平均，市場收益率來自于色諾芬（CCER）數(shù)據(jù)庫。

2.SML和HML計(jì)算。

根據(jù)股票市值，樣本分為兩組：小公司和大公司，分別用S和B表示；根據(jù)前一年的賬面市值比分為低（30%）、中（40%）、高（30%）三組，分別用L、M、H表示；交叉匹配可得6個(gè)組合，即S/L、S/M、S/H、B/L、B/M、B/H；通過該6個(gè)組合計(jì)算SMB和HML，公式如下：

四、實(shí)證分析與結(jié)果

對2009-2017年各公司6個(gè)治理因子以及以綜合因子的績效進(jìn)行描述性分析，根據(jù)綜合因子得分從小到大排序并分為4組，前3組包含30個(gè)樣本，最后一組為35個(gè)樣本。

由表2可知，CG1組的截距項(xiàng)α顯著，其余均不顯著；SMB和HML系數(shù)個(gè)別顯著；Rm-Rf系數(shù)均高度顯著；所有分組的F值都是顯著的；除CG1組的調(diào)整R方較低，其余組的調(diào)整R方均較高。

表2 基于綜合因子得分分組的Fama-French三因素模型結(jié)果

截距項(xiàng)α的經(jīng)濟(jì)意義為超額收益，對于公司治理更優(yōu)的投資組合CG4和較差的CG1，構(gòu)建買入GG4賣出GG1的套利組合可獲得0.47%的月度超額回報(bào)，年度收益率則為5.64%。同時(shí)可見，超額回報(bào)隨公司治理水平的提高而上升。

五、結(jié)論與意見

可以看出，農(nóng)業(yè)上市公司的超額收益率相對低于其它行業(yè)，公司治理效率略低。由于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的政府管控力度較大，外部因素對公司治理影響差異不大，因此，內(nèi)部治理是農(nóng)業(yè)上市公司治理的核心。

（一）提高董事會(huì)決策能力

在目前多為一股獨(dú)大的背景下，農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)適當(dāng)提高獨(dú)立董事比例，確保決策的公平。同時(shí)，由于農(nóng)業(yè)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)的受自然因素影響的風(fēng)險(xiǎn)較大，其經(jīng)營決策的準(zhǔn)確性和及時(shí)性更為重要，董事會(huì)應(yīng)對突發(fā)情況的能力應(yīng)有所鍛煉。

（二）減少經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)

針對自然因素造成的風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)業(yè)公司應(yīng)提高風(fēng)險(xiǎn)準(zhǔn)備金以應(yīng)對突發(fā)情況。同時(shí)，農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)考慮社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件、行業(yè)特色等多方因素，避免出現(xiàn)現(xiàn)金流短缺的問題。