我國農業上市公司盈利能力研究

呂珊淑 易加斌

【摘 要】 基于我國農業類上市公司的經營現狀和成長性水平，文章通過我國農業類上市公司的面板數據模型對其成長性展開研究，發現我國農產品價格對農業類上市公司存在非常明顯的正相關關系；同時財稅政策的擬合優度好于農產品價格，說明我國當前農產品價格對盈利能力的影響受到了極大的抑制，而公司治理和部門特征沒有得到檢驗。

【關鍵詞】 農業； 農業類上市公司； 成長性； 面板數據

一、引言

從發展農業和農村經濟的角度來看，農業上市公司能夠對我國的農業市場化以及農業產業結構升級產生重要的促進作用。但是實際上我國農業上市公司在經濟建設中并未起到對農業、農產品市場和農業產業化方面預期的帶動作用，其盈利能力整體上一直處于較低的水平，在我國近年來大力實施的農村經濟政策和我國經濟持續快速發展背景下，這無疑是一個謎。為此，我們決定從農業上市公司盈利視角展開其發展狀況的研究。

盈利能力評價始于西方，它主要經歷了四個不同的發展階段：第一個是觀察性的盈利能力評價階段，第二個是統計性的盈利能力評價階段，第三個是財務性的盈利能力評價階段，第四個是戰略性的盈利能力評價階段。米勒和莫迪里亞尼于20世紀50年代第一次提出了MM資本結構理論，這也是學界首次運用科學、嚴謹的方法對資本結構和企業價值之間的關系進行研究。

在國內，也有大量學者對我國企業盈利能力進行了調查和研究（王振蓉和李寶仁，2003；張繼袖，2004；賈宗武，2004；湯青，2005等），較多的研究結論顯示公司規模、資本結構、股權結構以及公司風險等方面對公司盈利能力具有重要影響，并通過經驗數據進行了實證檢驗。目前理論界對農業上市公司的定義有不同的認定，同時我國證監會對公司性質的認定也有不同的模式①，我們采用我國證監會對公司性質的認定模式進行公司性質的確認。而在盈利能力方面，較多學者認為我國農業類上市公司的業績受到扶持政策的影響非常大，并且對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，在其經營業績中所占的比重不斷增大，政策扶持已經變成支撐農業類上市公司實現良好業績的一個不可或缺的重要因素（湯新華，2003；姜凌，2003等）。然而，即便政府不斷加大對農業類上市公司的政策扶持力度，農業類上市公司總體盈利水平依然呈現下降的趨勢。因此，相關學者建議從公司多元化經營、提高運營能力（梁宇鵬和許彪，2002）和強化戰略運營（劉秀琴等，2003）等方面加強公司的盈利能力。

綜上可知，我國農業類上市公司的確存在較為公認的盈利能力問題。然而現有文獻中，較多從國家財稅政策方面著手進行分析和解釋，并且從國內現實來看，財稅對其盈利能力水平的確具有非常重要的意義。然而國內農產品價格尤其是大眾型農產品價格的定價模式是基于國家計劃為主市場為輔的現狀，農產品價格對于農業上市公司企業盈利能力的影響沒有得到充分的重視。從普通公司的盈利能力影響因素來看，產品或者服務價格與市場占有率對其具有明顯作用。因此，目前的文獻拋棄產品價格因素也即我國農產品定價機制來研究其盈利能力具有明顯的不足和缺憾。而筆者將從農產品定價機制下的農產品價格因素對農業上市公司盈利能力展開研究，同時結合財稅政策進行對比分析，以希望進一步揭開我國農業上市公司盈利能力之謎。

二、研究設計

（一）假說的提出

1.農產品市場價格假說

自從改革開放以來，我國逐漸建立起具有中國特色的市場經濟體制，目前絕大多數商品價格已經實行市場定價機制。然而，在農產品價格改革方面，目前我國以大米、小麥為主要的關乎國計民生的商品價格依然實行國家計劃為主導，市場引導為輔助的定價方式。導致我國大米和小麥等大眾型農產品價格和市場脫軌，與國際市場價格更是相差甚遠，這種模式不僅影響到我國農民的收益，也在很大程度上對我國農業上市公司的盈利造成重要影響。

雖然，保持物價的穩定對于我國經濟發展具有非常重要的作用，但是對于農業上市公司而言，農產品價格更關乎其盈利能力。在目前我國農業上市公司中，雖然分布范圍非常廣泛，但是幾乎都與農業相關產業非常相關。從我國農產品價格走勢和我國CPI近年來的走勢（圖1）可以看出，我國農產品價格總體上波動幅度比CPI大，同時緊緊圍繞CPI指數上下波動，這與我國CPI指數的統計口徑有很大的關系，同時CPI考慮了包括農產品價格因素的其他物價因素，因此，CPI走勢更趨于穩定。同時，從CPI的峰值情況來看，每當CPI處于峰值的時候，ADI指數就會快速回調并處于下降通道，比如2007年2月份、2007年10月份、2008年3月份當CPI處于峰值時，可以明顯地發現ADI指數也即（農產品價格指數）就處于快速回調和下降階段。這間接說明當我國農產品價格受到國家宏觀調控的影響是非常明顯的。

因此，對于以農業為主要經營業務的農業上市公司而言，農產品價格對其經營的盈利影響應該會是非常明顯的，為此，在我國以國家調控為基礎的農產品價格背景下，我們提出如下假設：

假設H1：農產品市場價格對我國農業上市公司盈利具有正相關關系。

2.農業補貼假說

在我國，扶持政策左右著農業類上市公司的業績，而且農業類上市公司對扶持政策具有很強的依賴性，與此同時，隨著政策扶持為農業類上市公司帶來的經濟效益不斷增多，這些經濟效益在農業上市公司的經營業績中所占的比例不斷增大，政策扶持慢慢成為支撐農業類上市公司獲得良好業績的一個不可或缺的重要因素。可是，即使政府不斷加大對農業類上市公司的投入，不斷加大對其的政策扶持力度，然而農業類上市公司的總體盈利水平還是呈現出下降趨勢。何廣文（2010）通過統計分析法發現所得稅優惠政策以及補貼收入優惠政策等相關優惠政策確實是給農業類上市公司的凈利潤產生了促進作用。

收入補貼是政府為促進農業上市公司的發展而制定的重要優惠政策，收入補貼作為一種直接的支持手段，能夠有效地實現上市公司的利潤的提升，這個指標的信息能夠在農業上市公司所披露的年報中獲得。按照農業上市公司年報的會計報表中所披露出來的信息，可以將收入補貼的主要來源分為三種：第一種是補償性收入，例如市政建設補償以及動遷補償等；第二種是特殊行業或特殊項目的補貼，例如環保治理補貼等；第三種是地方政府直接撥付的財政資金，用來緩解上市公司遇到的資金困難問題。此外，還有一項是先征所得稅后再返還的補貼。同時，自2005年以來，由于我國國家財政持續超過預期的高收入，因此國家利用財政對農村進行反哺力度越來越強和明顯，而其中以化肥、農藥、種子等方式實施的補貼政策逐漸開始實施。而農業上市公司也必然獲得相關的補貼，進而提高農業上市公司盈利水平。為此，我們提出假設如下假設：

假設H2：國家財政補貼對農業上市公司盈利水平正相關。

3.稅收假說

農業上市公司所取得的補貼扶持政策主要有兩個方面：稅收補貼和收入補貼。從稅收補貼政策方面來看，主要包括增值稅減免、所得稅減免、出口退稅以及其他的稅收政策，其中所得稅減免可以說是農業上市公司所獲得的最為重要的扶持政策。本文選擇所得稅減免優惠政策作為政府扶助農業上市公司的稅收補貼代表。按照企業所得稅的相關管理條例，只要是我國境內的企業都一定得交納企業所得稅，企業所得稅的稅率是25%，只有小部分行業和地區，又或者是一些外資企業才能繳交低于33%的所得稅。我們將按照上市公司發布的年報得出企業所交的實際所得稅率，然后再對企業獲得的優惠稅率進行計算。根據近年來的相關數據顯示，農業上市公司各年所得稅在利潤總額中所占的比重呈下降趨勢，所得稅優惠政策對凈利潤的貢獻率已經達到了25%，所得稅減免顯然對上市公司的凈利潤帶來了非常大的影響。綜上所述，我們提出如下假設：

假設H3：稅收補貼與農業上市公司的公司盈利正相關。

（二）變量設計與數據說明

1.被解釋變量

當前，對于上市公司盈利水平的實證研究文獻中，對于盈利水平變量的度量選擇較多，有的選擇ROE，有的選擇EPS。在文獻分析基礎上，針對我國農業上市公司盈利水平變量的度量方面，我們采用每股收益率（YS，yield stock）來作為我國農業上市公司盈利水平的替代變量。

2.解釋變量

（1）農產品價格變量

當前國內文獻的實證研究中，物價指數對于宏觀經濟的影響方面的研究中，多以CPI、FDI以及ADI作為替代變量進行實證分析與研究。在本文的研究中，考慮到我國農業上市公司分布的廣泛性以及不同區域還存在的物價水平不同等方面的原因與影響，我們采用我國農產品價格指數作為我國農業上市公司主營產品——農產品價格的替代變量。

（2）財稅補貼變量

對于財稅補貼變量的替代值，我們采用農業上市公司收入補貼和稅收補貼加總作為該變量的替代變量，用ETS表示。其中農業收入補貼和稅收補貼的數值定義如下：

農業收入補貼，收入補貼的度量。這個指標可以在農業上市公司的年報中直接得以反映，我們把這個指標數據當作我國農業上市公司收入補貼的替代值。

農業稅收補貼，稅收補貼的度量。這個指標用來表示農業上市公司受政府稅收補貼支持的力度，其中所得稅收入支持在稅收補貼中所占的比重最大，因此我們采取對所得稅收入支持來衡量農業上市公司的稅收補貼，當作是回歸分析中的替代值。

3.控制變量

公司規模變量（SIZE）：由于公司總資產反映了公司所具有物質資本實力，因此我們設置公司規模控制變量，并用公司總資產的自然對數作為替代變量；同時為了更為全面地考察我國農業上市公司的盈利水平的影響，我們設置了國家經濟發展水平（用GDP發展速度作為替代變量）；專營化程度（FA）：選取其主營業務利潤率來衡量。計算公式為主營業務利潤與主營業務收入的比值；農業部門特征（ADC）：農業上市公司除了經營主業，還會實施多元化經營，從其他行業所獲得的投資收益與主營業務的收益是有一定差異的。參照冷建飛（2007）的替代變量方法，我們選擇農業上市公司主營業務收入在總資產中所占的比例作為農業上市公司部門特征的替代變量。公司治理水平（GOV）：我們選擇上市公司獨立董事數量作為其治理水平的替代變量；股權結構變量（FSV）：我們選擇前五大股東持股比例當作股權結構的替代變量。

（三）實證模型構建

綜上分析，我們構建了如下檢驗回歸模型：

YSit=α0+β1APIit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit

+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （1）

YSit=α0+β1ETSit+β2FAit+β3SIZEit+β4GDPit+β5ADCit

+β6GOVit+β7FSPit+μi+εit （2）

在上述模型中，α0是截距；βi（i=1，2，…，7）是模型回歸系數；ε是隨機變量，代表的是影響公司盈利的各項因素。其中i（i=1，2，…，N）表示第i家農業上市公司；t（t=1，2，…，T）表示第t個時間序列觀察值；μi表示第i個單位的個體效應。

兩個模型依次用于檢驗農產品價格和財稅等情況。通過對樣本數據進行模型選擇，本研究擬對模型進行F檢驗和Hausman檢驗，確定模型后再對面板數據進行分析。

三、實證結果分析

（一）數據描述性分析

收益和產品價格、公司規模、專營化程度各變量的描述性統計如表1所示。從表1中我們可以看出，我國農業上市公司自2008—2010年的每股收益均值為0.224167，中值為0.13，最大值為1.8，最小值為-1.0，標準差為0.410660，說明我國農業上市公司在2008—2010年期間的總體收益水平不高，但是兩級現象較為嚴重，在最高的收益公司和年份達到了1.8元，而最小值也達到了-1.0元。在農產品價指數方面，在此期間，我國農產品價格指數均值為0.761567，中值為0.920374，最大值為1.088379，最小值為0.275949，標準差為0.353122，說明我國農產品價格走勢總體上比較平穩，并沒有受到國際上過高的農產品價格和國際市場上劇烈農產品市場波動的影響，同時整體的漲幅也較為平緩。財稅方面，均值為0.128233，中值為0.201，最大值和最小值分別為0.334和-0.413，說明我國農業上市公司獲得國家的財稅支持整體上是比較平穩的，因此對盈利的共享應該也會比較穩定。而股權結構方面，均值為0.483，說明其股權非常集中。而公司治理方面總體非常穩定，基本上是介于3-4之間。公司規模變量方面，均值為12.01817，中值為11.945，最大值為13.81，最小值為9.64，標準差為0.705515。如果還原為原始數據，則我國農業上市公司規模是已經具備相當的規模優勢，同時大部分上市公司是國有控股型企業，因此其融資能力是非常強的，也必然能夠為其公司盈利水平作出貢獻。在專營化程度方面，從表1統計中我們可以看出，均值為2.069，中值為1.97，最大值為9.01，最小值為-10.02，標準差為2.764062。對于公司外部經濟環境方面，我們采用GDP作為經濟發展的外部宏觀環境的總體代表，在2008—2010年三年期間，我國GDP的增長率分別為9.2%、9.6%和10.4%，均值為9.733%，接近兩位數的增長率，同時考慮到在2008—2010年間世界金融危機的影響因素，進一步說明我國農業上市公司正處于我國高速經濟發展階段，對于其盈利應該具有極強的促進作用。對于我國農業上市公司的農業部門特征因素變量而言，從描述性數據來看，均值達到了0.583391，最大值居然達到了2.581885，最小值為0.18479，標準差為0.37654，說明我國農業上市公司的農業部門特征波動幅度較大，但是整體上而言，農業上市公司農業部門特征因素還是非常明顯的。

（二）模型檢驗分析

1.F檢驗

因為在對面板數據模型進行估算時，需要檢驗所建立的模型形式，即要檢驗樣本數據符合何種模型。假如設定了錯誤的模型形式，那么模型估算結果將是有偏差的。為此，我們針對對構建的模型進行了F檢驗，檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，模型1和2的F檢驗值達到了0.1%的顯著性水平，這表明可以拒絕樣本個體間存在無差異的原假設，認為相對于采取OLS對數據進行估算，而樣本數據采用固定效應模型進行估算將會更合適。

2.Hausman檢驗

同時，我們使用EVIEWS7.0對模型進行了Hausman檢驗，檢驗結果如表3所示。從表中可以知道模型的Hausman檢驗在1%水平上都是顯著的，所以可以拒絕原假設，認為相對于采取隨機效應模型進行估計，而樣本數據采用固定效應模型進行估算更合適。

綜上分析，我們采用固定效應模型對模型進行面板回歸檢驗。

（三）回歸結果分析

我們采用固定效應面板數據回歸模型，回歸結果如表4所示。從表4中可知，模型1和2顯著性水平都達到了0.1%的效果，說明模型擬合效果很好，具有較好的解釋性。同時還可以發現模型2的調整擬合優度高于模型1的擬合優度，說明在我國農業類上市公司中，財稅對公司的盈利影響效的確要優于產品價格的影響，這符合我國農業上市公司的經營現狀。

在變量的回歸系數方面，從表4中我們可以看出，在模型1中，常數、農產品價格、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為1.02603、0.029643、0.008915、0.076520、0.038524、

-0.168637、0.070468和0.690957，且農產品價格、專營化程度和公司規模變量達到了1%顯著性水平，GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。

在模型2中，常數、財稅、公司治理水平、股權結構、公司專營化程度、公司規模變量、GDP和農業部門特征的回歸系數分別為0.3874251、0.326909、0.010915、0.006993、0.036663、-0.121009、0.075391和0.691129，且財稅和公司規模變量達到了1%顯著性水平，專營化程度和GDP達到了0.01%以上的顯著性水平，股權結構達到5%的顯著性水平，說明模型1上述變量的總體解釋性較好。尤其是農產品價格對公司盈利能力的影響方面呈現出明顯的正相關關系。

四、結論與展望

筆者通過上述實證檢驗，發現了如下結論。

1.農產品價格對農業上市公司盈利水平具有明顯的正面影響。從回歸結果中我們可以發現其顯著性水平得到了檢驗，因此在實際的農業上市公司盈利因素管理和政策制定中，適當考慮市場因素對農產品價格的影響對于提高農業上市公司盈利水平具有正面意義，假設1得到了驗證。

2.財稅對農業上市公司盈利水平的影響，該假設雖然從回歸分析中發現其存在正相關關系，達到了0.0684，達到了1%的顯著性水平。因此農業收入補貼和財稅補貼從整體上對其盈利有較大的影響，因此假設2和3得到了驗證。

3.模型1的擬合優度明顯低于模型2的擬合優度，因此再次證明我國農業上市公司中，政策效應要強于價格效應，說明我國農產品價格對公司盈利能力的影響受到了削弱，也間接證明我國農業上市公司盈利能力之謎來自于農產品的定價機制。

4.我國農業上市公司盈利能力還受到股權結構、公司規模、GDP和專營化程度等方面的不同程度的影響。部門特征和公司治理水平對盈利能力的影響沒有得到檢驗。

雖然本文獲得了上述成果與結論，但是由于學識等方面的原因，論文的研究還存在一些不足之處。主要表現在對于相關影響因素的研究還有待進一步深入，比如對于公司治理水平和部門特征對農業上市公司盈利的影響方面，回歸結果并沒有得到充分的驗證，還需要進一步進實證分析，這也許與采用獨立董事作為公司治理水平的替代變量有一定的關系。

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