武漢紡織大學(xué)會計學(xué)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)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(biāo)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(biāo)，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(xué)者的考察方法擬采用以下三個指標(biāo)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(dāng)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(biāo)準(zhǔn)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(dāng)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(dāng)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。控制變量中，前期和本期單位營業(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(biāo)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(fù)相關(guān)，與經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)也負(fù)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(fù)相關(guān)，與經(jīng)營業(yè)務(wù)單元數(shù)負(fù)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(fù)相關(guān)，與是否背農(nóng)負(fù)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(biāo)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(fù)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(biāo)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(yuǎn)遠(yuǎn)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(fù)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(fù)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(fù)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(fù)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(fù)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(fù)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?？赡苁寝r(nóng)業(yè)上市公司非相關(guān)多元化會增大企業(yè)的風(fēng)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(fù)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(fù)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(dāng)進一步研究實施方案，譬如優(yōu)撫對象認(rèn)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(yán)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(yán)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）。