王晴雯

我國是一個農業(yè)大國，農業(yè)是國民經濟的基礎，農業(yè)實現現代化，農民生活實現小康進而達到比較富裕，是整個現代化進程中最艱巨的任務。中共中央2004年至2011年連續(xù)八年發(fā)布了以“三農”為主題的中央一號文件，充分反映了“三農”問題在我國社會主義現代化時期“重中之重”的地位。農業(yè)是我國最基礎性的產業(yè)，農業(yè)類上市公司肩負著特殊的社會責任，需要通過其不斷擴大的產業(yè)經營帶動農民收入的增加、農村經濟的發(fā)展和農業(yè)績效的提高。

筆者應用可持續(xù)增長模型，通過對2005年到2010年我國農業(yè)上市公司財務數據進行威爾柯克森秩檢驗、因子分析和回歸分析，實證研究了我國農業(yè)上市公司是否實現了可持續(xù)增長及可持續(xù)增長的影響因素，為我國農業(yè)上市公司持續(xù)發(fā)展提供一定意義上的理論與實證支持。

一、模型及數據選取

（一）模型及變量選取

采用Van Horne可持續(xù)增長模型計算企業(yè)可持續(xù)增長率，用主營業(yè)務收入的增長率作為實際增長率。

SGR=（P×A×T×R）／（1-P×A×T×R）

G=Δs／s

其中：SGR為可持續(xù)增長率，G為實際增長率，銷售凈利率（P）=凈利潤／主營業(yè)務收入，資產周轉率（A）=主營業(yè)務收入／期末總資產，權益乘數（T）=期末總資產／期末股東權益，收益留存率（R）=1-股利支付率，Δs為主營業(yè)務收入增加額，s為期初主營業(yè)務收入額。

（二）樣本選取及數據來源

對于我國農業(yè)上市公司是否實現了可持續(xù)增長的檢驗，及可能影響因素的分析，需盡量選取較長時間的數據，因此，選擇了2005年前在滬深交易所上市的43家農業(yè)上市公司，剔除行業(yè)變動及ST的公司，最終選擇樣本36家。

所需數據主要包括滬深兩市2005年前上市的36家農業(yè)上市公司從2005年到2010年的財務數據，財務數據主要來源于中國經濟金融數據庫CCER，部分信息來源于證券之星網站、和訊網站及巨潮資訊網站。

二、實證分析

（一）描述性分析

基于Van Horne可持續(xù)增長模型，樣本公司2005—2010年各年的平均銷售凈利率、資產周轉率、權益乘數、收益留存率、可持續(xù)增長率和實際增長率，以及各年度均值的幾何均值和標準差如表1所示。通過表1我們看到，2005年到2010年中，除2009年外我國農業(yè)上市公司歷年的實際增長率的平均值均大于可持續(xù)增長率的平均值，同時可以看到實際增長率的平均值波動幅度較大，可持續(xù)增長率的平均值波動幅度較小。

表1 描述性統(tǒng)計

（二）是否實現可持續(xù)增長的檢驗

對兩組數據進行威爾柯克森符號秩檢驗，表2為檢驗結果，結果表示了2005至2010各個年度及混合樣本的實際增長率（G）和可持續(xù)增長率（SGR）的Z值與顯著性概率P。如果顯著性概率P＞0.05，則接受兩個相關樣本無顯著性差異的假設，樣本公司的實際增長率和可持續(xù)增長率是一致的，樣本公司實現了可持續(xù)增長；如果顯著性概率P＜0.05，則拒絕兩個相關樣本無顯著性差異的假設，樣本公司的實際增長率和可持續(xù)增長率不一致，樣本公司沒有實現可持續(xù)增長。

通過表2我們可以看出，我國農業(yè)上市公司在2005到2010年中，除了2009年外均未實現可持續(xù)增長，并且，農業(yè)上市公司總體上未實現可持續(xù)增長。

（三）增長過快與增長不足的檢驗

為了驗證實際增長率大于還是小于可持續(xù)增長率，威爾柯克森符號秩檢驗計算結果給出了驗證，如表3所示。

從表3的秩檢驗結果可以看出，2005—2010年中，在2009年多數農業(yè)上市公司實際增長率小于可持續(xù)增長率，存在增長不足現象；在其余年份多數農業(yè)上市公司實際增長率大于可持續(xù)增長率，存在增長過快現象；總體上，農業(yè)上市公司實際增長率超過了可持續(xù)增長率，即存在增長過快的現象。

表2 威爾柯克森符號秩檢驗結果

表3 秩計算結果表

（四）可持續(xù)增長的影響因素分析

威爾科克森符號秩檢驗的結果表明我國農業(yè)上市公司總體沒有實現可持續(xù)增長，且增長過快，以下將從財務角度實證研究可持續(xù)增長的影響因素。

1.因子分析

選取反映企業(yè)財務狀況的11個財務指標，變量定義及計算公式如表4，采用農業(yè)上市公司2005年到2010年的平均財務數據進行因子分析。

首先，對樣本數據進行KMO and Bartlett’s檢驗。Bartlett’s Test的檢驗值為278.368，P值小于顯著性水平0.05，則認為相關系數與單位矩陣有顯著性差異。同時，KMO值為0.668大于0.5，因此，變量適合進行因子分析。

表4 變量名稱及計算公式

其次，提取因子及因子命名。各因子的方差貢獻率和累計貢獻率如表5。

通過表5看到，前4個因子的累計貢獻率達到86.032%＞85%，即前4個因子基本包含了上述11個財務指標的信息，因此提取4個因子。同時發(fā)現初始因子負荷矩陣對因子命名及解釋均不明顯，進行因子旋轉，通過方差最大化旋轉后得到的旋轉后因子載荷矩陣如表6所示。

表5 因子特征值和貢獻率

表6 旋轉后因子載荷矩陣

可以看出，因子Z1中，X1、X2、X3的負荷量遠大于其他8個財務指標，因此用凈資產收益率、銷售凈利率和每股收益3個指標來綜合來表述因子Z1，代表了企業(yè)的盈利能力。

同理，用營業(yè)收入增長率X9、總資產增長率X10和資本積累率X11指標綜合來表述因子Z2，代表了企業(yè)的成長能力；用流動比率X4、速動比率X5和資產負債率X6指標綜合來表述因子Z3，代表企業(yè)的償債能力；用總資產周轉率X7和存貨周轉率X8指標綜合來表述因子Z4，代表了企業(yè)的營運能力。

最后，在確定了各主成分的經濟意義后，根據得分信息表，可以得到因子關于原始財務比率的線性表達式，從而分別計算樣本公司的4個因子值，Z1、Z2、Z3、Z4的 因 子 值 分 別 為 factor score 1、factor score 2、factor score3、factorscore4。

2.回歸分析

由于4個因子含有11個財務指標86.032%的信息量，對于我國農業(yè)上市公司的可持續(xù)增長率的影響因素的分析采用線性回歸，以4個因子的得分值為自變量，以可持續(xù)增長率為因變量，應用逐步回歸分析4個因子的影響。

表7 模型匯總

表8 回歸系數

回歸模型如下式：

SGR=β0+β1Z1+β2Z2+β3Z3+β4Z4+ε1

其中，β0、γ0為回歸常數，β、γ為回歸系數，Z1、Z2、Z3、Z4為盈利能力、成長能力、償債能力和營運能力的因子得分值，ε為隨機變量。

模型的回歸結果如表7和表8。

從表7看出，回歸模型的R2=0.771，調整后R2=0.750，說明該回歸模型的擬合優(yōu)度較好。此外，回歸方程的F值為35.939，方程在99%的顯著性水平下總體線性關系成立。以D-W檢驗值進行殘差統(tǒng)計分析，檢驗值為2.07，該回歸方程的各誤差項相互獨立。

從表8看到，可持續(xù)增長率SGR與Z1盈利能力、Z2成長能力、Z4營運能力有顯著的正相關性，與Z3償債能力沒有顯著相關性，且盈利能力和成長能力對可持續(xù)增長率的影響與營運能力相比更為顯著。我們可以認為，我國農業(yè)上市公司的盈利能力、成長能力、營運能力越高，可持續(xù)增長率越高。

三、建議

通過實證分析我們得到，總體上，我國農業(yè)上市公司未實現可持續(xù)增長，實際增長率超過了可持續(xù)增長率，即存在增長過快的現象，同時，我國農業(yè)上市公司可持續(xù)增長率與盈利能力、成長能力及營運能力有顯著的正相關關系。根據可持續(xù)增長模型及實證研究結果，提出以下建議。

第一，提高盈利能力

由于農業(yè)行業(yè)的弱質性，如農業(yè)生產周期較長、自然風險較高和需要很大的基礎設施投資，我國農業(yè)上司公司的盈利能力水平較低。因此，農業(yè)上市公司需提高盈利能力，實現高的可持續(xù)增長率水平的可持續(xù)增長。

第二，提高資產運營能力

農業(yè)上市公司的資產管理有著其行業(yè)特征性，漁業(yè)、果業(yè)和種植業(yè)等產品受季節(jié)因素的影響較大，部分食品業(yè)產品儲存期限和儲存條件有著較嚴格的要求。因此，農業(yè)上市公司應根據自身產品的特點，合理配置資源，提高資產運營能力。

第三，培育核心競爭能力

我國農業(yè)上市公司背農現象較為嚴重，部分公司業(yè)務涉及多個關聯度較低的行業(yè)，不能有效利用有限的財務資源。因此，農業(yè)上市公司需立足于主營業(yè)務，培養(yǎng)核心競爭力，發(fā)展有競爭能力的產品和服務，實現企業(yè)可持續(xù)增長。